2D rendah: Nilai 4D dikaitkan dengan ketagihan permainan video (2013)

Isyarat yang bergantung kepada androgen mengawal perkembangan jari pada tangan manusia semasa embriogenesis. Keputusan beban androgen yang lebih tinggi menghasilkan nilai nisbah 2D: 4D (digit kedua ke digit keempat) yang lebih rendah. Pendedahan pranatal danrogen juga memberi kesan kepada pembangunan otak. 2D: Nilai 4D biasanya lebih rendah pada lelaki dan dilihat sebagai proksi organisasi otak lelaki. Di sini, kami mengukur kelakuan permainan video dalam lelaki muda. Kami mendapati nilai 2D: 4D yang lebih rendah dalam mata pelajaran yang diklasifikasikan mengikut CSAS-II sebagai mempunyai tingkah laku berisiko / ketagih (n = 27) berbanding dengan individu yang mempunyai perilaku permainan video yang tidak berproblematik (n = 27). Oleh itu, pendedahan androgen pranatal dan organisasi otak hyper-lelaki, seperti yang ditunjukkan oleh nilai rendah 2D: 4D, dikaitkan dengan tingkah laku permainan video yang bermasalah. Keputusan ini boleh digunakan untuk memperbaiki diagnosis, ramalan, dan pencegahan ketagihan permainan video.

Pengenalan

Beban androgen pranatal yang tinggi, disebabkan sama ada oleh tahap hormon yang dipertingkatkan atau laluan transduksi isyarat sensitif yang lebih sensitif, menghasilkan angka keempat yang lebih panjang (4D) berbanding dengan angka kedua (2D) dalam tangan manusia dewasa [1]. Oleh itu, nilai 2D: 4D dianggap sebagai seksual dimorphic, dengan nilai biasanya lebih rendah pada lelaki dibandingkan dengan perempuan [2]-[4]. Selain itu, beban androgen pranatal mempunyai kesan penganjuran pada struktur dan fungsi otak [5]. Akibatnya, nilai 2D: 4D dikaitkan dengan pelbagai fenotip perilaku lelaki / wanita. 2D rendah: Nilai 4D dikaitkan, sebagai contoh, dengan ciri autistik [6], [7]; gangguan kecacatan perhatian hiperaktif (ADHD) [8], [9]; prestasi sukan [10], [11]; kebolehan spatial [12]-[15]; penalaran abstrak [16]; kebolehan berangka [17]-[19]; koperatif, tingkah laku pro-sosial, dan keadilan [20], [21]; bilangan rakan kongsi seks masa hidup [22]; dan kejayaan reproduktif [23]. Bukti yang mengaitkan beban androgen pranatal dengan nilai 2D yang rendah: nilai 4D dan sifat tingkah laku baru-baru ini telah dikaji semula [24], [25].

Kami telah menunjukkan nilai 2D: 4D yang lebih rendah pada pesakit dengan ketergantungan alkohol [26], sejenis gangguan ketagihan yang berkaitan dengan bahan dengan kelaziman yang lebih tinggi pada lelaki daripada wanita [27], [28]. Dalam kajian ini, kami bertujuan untuk menganalisis sama ada nilai 2D rendah: 4D juga dikaitkan dengan tingkah laku permainan video yang ketagihan, yang merupakan tingkah laku ketagihan yang berkaitan dengan bukan bahan. Tingkah laku permainan yang teruk berlaku lebih kerap pada lelaki berbanding dengan wanita [29]-[32] dan dikaitkan dengan pencarian sensasi [33] dan ADHD [34]. Permainan video patologi boleh dilihat sebagai kelakuan hyper-male. Oleh itu, kami membuat hipotesis bahawa lelaki dengan perilaku permainan video patologi mungkin telah terdedah kepada beban androgen yang lebih tinggi, seperti yang ditunjukkan oleh nilai 2D: 4D mereka yang lebih rendah.

Kaedah

Kajian ini adalah sebahagian daripada projek Jari-Panjang dalam Psikiatri (FLIP) Jabatan Psikiatri dan Psikoterapi Erlangen serta modul kajian temuduga membujur projek yang bertajuk "Ketagihan Internet dan Video - diagnostik, epidemiologi, etiopathogenesis, rawatan dan pencegahan "Institut Penyelidikan Kriminologi Lower Saxony. Projek FLIP telah direalisasikan sebagai pengaya pada masa pengukuran kedua (t2) kajian wawancara membujur. Siasatan ini telah dijalankan mengikut prinsip-prinsip yang dinyatakan dalam Deklarasi Helsinki. Kajian ini telah diluluskan oleh jawatankuasa etika tempatan (Jawatankuasa Etika Persatuan Psikologi Jerman [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Persetujuan bertulis bertulis diperolehi selepas memberikan penerangan lengkap kajian kepada semua mata pelajaran.

Antara bulan Februari dan Disember 2011, 70 subjek mengambil bahagian pada kesempatan pengukuran pertama (t1) kajian wawancara membujur (mereka pada awalnya dipilih dari keseluruhan 1,092 calon peserta yang direkrut melalui sekolah, universiti, forum internet, surat khabar, dan pusat kaunseling) . Prasyarat untuk penyertaan kajian pada t1: lelaki, berusia 18-21 tahun, pemain video kebiasaan dengan permainan lebih dari 2.5 jam sehari atau skor Skala Penambahan Permainan Video (CSAS-II)> 41 [29], lihat di bawah). Dari Mac 2012 hingga Januari 2013, para peserta 64 boleh ditemuramah lagi pada susulan t2 dari kajian wawancara membujur. Pada masa pengukuran ini sejumlah subjek 54 bersetuju untuk turut serta dalam projek FLIP. Subjek 54 ini boleh dicirikan seperti berikut: 53 Caucasian, 1 Asian. Purata umur di t1 adalah tahun 18.9 (SD = 1.1). 24 daripada peserta mempunyai tahap pendidikan yang lebih tinggi (Abitur atau lebih tinggi), 24 yang lain mempunyai sekolah menengah (Realschule), 5 melaporkan sekolah menengah rendah (Hauptschule) dan seorang tidak lulus.

Ketagihan permainan video dinilai menggunakan CSAS II [29] di t1. CSAS II adalah berdasarkan Skala Ketagihan Internet ISS-20 [35], [36], yang telah dilanjutkan dan disesuaikan untuk menilai ketagihan permainan video. CSAS-II terdiri daripada item 14 (skala 4-point: 1  = tidak betul untuk 4  = benar benar) dan meliputi dimensi keasyikan / kesungguhan (Item 4), konflik (Item 4), kehilangan kawalan (Item 2), gejala pengeluaran (Item 2), dan toleransi (Item 2). Butiran CSAS-II menunjukkan kesahan muka yang tinggi, dan instrumen itu menunjukkan kesahihan konvergen yang baik untuk langkah-langkah penilaian diri subjektif terhadap ketagihan permainan video [29], [30]. Selain itu, pengelasan CSAS-II ketagihan permainan video tidak hanya dikaitkan dengan tingkah laku permainan yang berlebihan tetapi juga mengenal pasti ukuran yang berbeza tahap fungsian dan kesejahteraan [29], [30], [37]. Pemotongan diagnostik berikut digunakan: 14-34 = unproblematic, 35-41 = berisiko menjadi ketagihan, dan 42-56 = ketagih.

Menurut klasifikasi CSAS-II, yang melampaui masa permainan semata-mata, para peserta 27 diklasifikasikan sebagai pemain video tidak bermasalah, 17 berisiko menjadi ketagihan dan 10 sebagai ketagih. Kerana bilangan subjek yang diselidiki, kedua-dua kumpulan "berisiko menjadi ketagih" dan "ketagih" disertai untuk dianalisis. Oleh itu, dua kategori CSAS-II (tidak bermasalah berbanding dengan risiko / ketagih) dengan setiap subjek 27 disiasat dalam kajian ini.

Masalah psikologi dan gejala psikopatologi dinilai pada t1 menggunakan Inventori Gejala Singkat (BSI) [38]. Kepekaan interpersonal subskala (T = 52.26, SD = 11.81), kemurungan (T = 53.98, SD = 11.64), kegelisahan (T = 54.30, SD = 10.23), dan permusuhan (T = 52.20, SD  = 11.56) digunakan sebagai pemboleh ubah kawalan dalam analisis multivariate. Sebagai tambahan, simptomologi ADHD, yang juga digunakan sebagai pemboleh ubah kawalan, dinilai menggunakan Pemeriksaan ADHD untuk orang dewasa (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Pengimbas flat Avision IS1000 (Hsinchu, Taiwan) digunakan untuk mengimbas tangan para peserta di t2. Untuk meningkatkan ketepatan, tanda kecil ditarik pada lipatan asas setiap indeks peserta dan jari-jari cincin sebelum mengimbas. Kedua-dua tangan diimbas pada masa yang sama, dengan telapak tangan, dalam mod hitam putih. Kami menggunakan Program Manipulasi Imej GNU (GIMP, versi 2.8.4; www.gimp.org) untuk mengukur panjang jari indeks (2D) dan cincin (4D) dari imbasan tangan. Teknik ini memberikan kebolehpercayaan yang baik [40]. Panjang total digit kedua dan keempat tangan kiri dan kanan dihitung dari tengah lipatan dasar ke ujung jari dan ditentukan dalam unit piksel menggunakan alat "ukur" GIMP. Pengukuran dilakukan oleh tiga individu bebas yang buta terhadap hipotesis dan buta pada kategori diagnostik. Nilai min tiga pengukuran dikira untuk digit kedua dan keempat.

Analisis statistik dikira menggunakan IBM SPSS 19 (Armonk, New York, Amerika Syarikat) dan perisian R.

Hasil

Perbezaan umur di antara kumpulan yang tidak bermasalah dan berisiko / ketagihan dianalisis oleh ujian t pelajar; perbezaan tahap pendidikan oleh ujian tepat Fisheŕ untuk jadual kontingensi yang lebih besar daripada 2 × 2 [41], [42]. Kedua-dua kumpulan CSAS II (tidak bermasalah berbanding dengan risiko / ketagih) dipadankan dengan baik dengan usia (t = 1.544, p = 0.129) dan tahap pendidikan (p = 0.381; lihat Jadual 1).

 

Jadual 1

Nilai min 2D: 4D dan Dr-l pada individu dengan tingkah laku permainan video berisiko / ketagih tanpa persoalan.

Kebolehpercayaan ketiga-tiga ukuran jari dikira untuk setiap jari secara berasingan untuk tangan kanan dan kiri dengan menggunakan pekali korelasi intra-kelas rawak dua arah (ICC) [43]. ICC juga dikira untuk nisbah 2D: 4D dan nilai 2D yang betul: 4D-kiri 2D: 4D (Dr-l). Kebolehpercayaan ketinggian tiga penumpang adalah tinggi untuk kedua-dua tangan kanan (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), tangan kiri (2D: ICC = 0.996; ; 4D: 0.994D: ICC = 2), dan min aritmetik (4D: 0.937D: ICC = 2). Kebolehpercayaan nilai Dr-l juga tinggi (ICC = 4).

Penyimpangan daripada pengagihan normal diuji oleh ujian Kolmogorov-Smirnov. 2D: 4D (mean aritmetik: Z = 0.931, p = 0.351, tangan kiri: Z = 0.550, p = 0.923, tangan kanan: Z = 0.913, p = 0.375) dan Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) nilai tidak menyimpang dari taburan normal. Nilai min 2D: 4D dan Dr – l ditunjukkan dalam Jadual 1.

Perbezaan dalam nilai 2D: 4D dan Dr-1 bergantung pada tahap pendidikan diuji untuk kumpulan yang tidak bermasalah dan berisiko / ketagih oleh ujian Kruskal Wallis. Koefisien korelasi Pearson telah dikira. Hubungan antara 2D: nilai 4D untuk kanan dan kiri adalah 0.788 (p <0.01). Nilai 2D: 4D dan Dr – l tidak berbeza secara signifikan bergantung pada tahap pendidikan dalam masalah yang tidak bermasalah (min aritmetik: χ²(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, tangan kiri: χ²(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, tangan kanan: χ ²(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ²(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) dan kumpulan berisiko / ketagih (aritmetik min: χ²(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, tangan kiri: χ²(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, tangan kanan: χ²(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ²(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Persatuan antara langkah-langkah 2D: 4D (tangan kiri, tangan kanan, min aritmetik, Dr-1) dan ketagihan permainan video (tidak bermasalah berbanding kumpulan risiko / kecanduan) diuji oleh pendekatan multivariate bukan parametrik berdasarkan prinsip rekursif pembahagian, iaitu pokok kesimpulan bersyarat (C-Tree; [44], [45]). Mengawal sensitiviti interpersonal, kemurungan, kebimbangan, permusuhan dan ADHD, setanding dengan regresi tidak menentu regresi stepwise dikecualikan. Menggunakan algoritma C-Tree hipotesis kebebasan global antara mana-mana pemboleh ubah input dan pembolehubah tindak balas diuji dengan menggunakan rangka kerja ujian permutasi [46]. Untuk pembolehubah metrik, algoritma C-Tree menerapkan perpecahan binari dalam pemboleh ubah masukan yang dipilih. Untuk menentukan perpecahan binari "terbaik", beberapa kriteria perpecahan disediakan (contohnya, "kepentingan Gini", "kekotoran nod" atau "entropi"). Walau bagaimanapun, kriteria pemisahan yang paling tidak boleh digunakan untuk pembolehubah tindak balas yang berkaitan atau pembolehubah tindak balas yang diukur dengan format skala yang berlainan (misalnya, metrik dan nominal). Oleh itu, kami menggunakan rangka kerja ujian permutasi yang diterangkan oleh Hothorn et al. [47] (ms 6, persamaan 3). Oleh kerana ujian permutasi memperoleh nilai p-dari pengedaran permutasi spesifik sampel statistik ujian, hanya p-nilai dilaporkan. R pakej "parti" (makmal untuk pembahagian rekursif; [47], [48]) digunakan untuk analisis ini.

Dalam analisis non-parametrik multivariate, ukuran 2D: 4D (bermakna aritmetik, tangan kiri, tangan kanan) dikaitkan dengan ketagihan permainan video (tidak bermasalah berbanding kumpulan risiko / kecanduan) ketika mengawal kepekaan interpersonal, kemurungan, keresahan, permusuhan dan ADHD: 1. Peserta kajian dengan 2D min: nisbah 4D yang lebih rendah daripada 0.966 menunjukkan risiko ketara yang lebih tinggi sebagai kecanduan permainan video (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Untuk tangan kiri, peserta kajian dengan nisbah 2D: 4D lebih rendah daripada 0.982 menunjukkan risiko lebih tinggi ketagihan permainan video (p = 0.013, d = 0.93). 3. Bagi peserta kajian tangan kanan dengan nisbah 2D: 4D lebih rendah daripada 0.979 menunjukkan risiko yang lebih tinggi menjadi ketagihan permainan video pada tahap p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Selain itu, peserta kajian yang mendapat skor lebih tinggi daripada 60 (skor-T) pada ADHS-E sangat berisiko (p = 0.078, d = 0.69). Tidak ada hubungan yang signifikan untuk Dr – 1 (p = 0.127). Angka 1a ke 1c menggambarkan risiko kecanduan permainan video untuk min 2D: 4D, serta 2D: 4D kiri dan kanan dalam nilai-C-Tree. Bebas daripada 2D yang dilaporkan: 4D memotong nilai bermakna perbezaan kumpulan dalam ukuran 2D: 4D antara tidak bermasalah dan berisiko / ketagih boleh diperhatikan, yang dicontohkan untuk min 2D: 4D dalam angka 2 menggunakan analisis yang sama dengan pembolehubah yang bergantung kepada pembalikan dan bebas. Bersama-sama, hasil ini menunjukkan bahawa pemain video berisiko / kecanduan mempunyai 2D: 4D nisbah yang lebih kecil.

 

Rajah 1

Plot pohon Inference bersyarat.

 

Rajah 2

Plot pokok Inference Conditional.

Untuk menganggarkan nilai nisbah 2D: 4D sebagai ujian diagnostik untuk diskriminasi permainan video-kecanduan / pada individu risiko vs kawalan dengan kelakuan permainan yang tidak menentu, kami menggunakan analisis ROC untuk mengira nilai AUC, serta sensitiviti dan kekhususan di titik Youden [49] (titik pada lengkung ROC di mana jumlah sensitiviti dan kekhususan dimaksimumkan). Analisis ROC menunjukkan bahawa ketepatan diagnostik nisbah 2D: 4D tangan kiri tertinggi (AUC 0.704, sensitiviti 0.852, kekhususan 0.556), diikuti oleh tangan kanan (AUC 0.639, kepekaan 0.815, kekhususan 0.481). Menurut Hanley dan McNeil [50] kami menyemak perbezaan dalam AUC yang berpasangan tanpa hasil yang signifikan (Z = 1.147, p = 0.25).

Perbincangan

Ini adalah penyiasatan pertama yang menghubungkan pendedahan androgen pranatal dengan tingkah laku permainan video yang ketagihan. Dalam kajian ini, kami mendapati nilai min 2D: 4D yang rendah dalam subjek dengan risiko dan ketagihan permainan video kecanduan. Saiz kesan lebih besar daripada titik d = 0.66 kepada kesan sederhana dan kuat [51]. Tiada peramal yang dianggap lain, kecuali gejala ADHD untuk 2D yang betul: Pengiraan 4D adalah signifikan secara statistik dalam analisis nonparametrik multivariate. Persamaan yang diperhatikan antara permainan video berisiko / ketagihan dan 2D rendah: Nilai 4D boleh ditafsirkan dalam beberapa cara. (1) 2D kecil: Nilai 4D langsung mendorong kelakuan perjudian ketagihan; Walau bagaimanapun, tidak ada bukti dalam kesusasteraan untuk menyokong kemungkinan ini. (2) Tingkah laku permainan yang ketagihan terus mendorong nilai 2D: 4D yang rendah. Walau bagaimanapun, kemungkinan ini tidak mungkin kerana kajian terdahulu telah membuktikan bahawa 2D: nilai 4D tetap berterusan sepanjang hayat selepas kelahiran [52]. (3) Mekanisme yang sama bertanggungjawab untuk kedua-dua nilai rendah 2D: 4D dan kelakuan permainan ketagihan. Berdasarkan data sedia ada, faktor seperti ini memberikan penjelasan yang paling mungkin. Hasil perhitungan 2D: 4D C-tree dengan tambahan penjelasan gejala ADHD juga menyokong penjelasan ini. Permainan ketagihan lebih kerap di kalangan lelaki [29]-[32] dan dikaitkan dengan ADHD [34] dan mencari sensasi [33]. Kesemua ciri ini sebelum ini telah dikaitkan dengan nilai 2D: 4D yang rendah. Satu sebab umum bagi persatuan ini nampaknya menjadi beban androgen yang tinggi semasa kehamilan.

Memahami laluan yang membawa kepada testosteron prenatal yang dipertingkatkan kepada kecanduan permainan akan menjadi penting untuk menentukan dasar yang berpotensi menyasarkan ketagihan permainan video. Testosteron prenatal boleh menyebabkan kelakuan ketagihan melalui beberapa saluran termasuk berikut: (1) Kelebihan testosteron pranatal memodulasi sistem ganjaran mesolimbic [53] dengan itu berpotensi mempengaruhi kelakuan perjudian ketagihan pada orang dewasa. (2) Peraturan spesifik dunia siber berbanding dengan dunia nyata mungkin mengimbangi batasan dalam kebolehan interaksi sosial yang disebabkan oleh beban testosteron prenatal yang tinggi. Tahap testosteron janin yang tinggi telah ditunjukkan untuk mengurangkan empati dan keupayaan untuk mengekodkan ekspresi wajah emosi, iaitu untuk memahami apa yang difikirkan dan dirasakan oleh orang lain [54]. Selaras dengan itu, nilai 2D yang rendah: 4D adalah berkaitan dengan empati yang dikurangkan kepada lelaki [55]. Selain itu, 2D yang lebih kecil: 4D dikaitkan dengan kecurigaan sosial yang lebih pantas [56]. Oleh itu, testosteron pranatal yang tinggi mungkin menyebabkan masalah interpersonal dan pengasingan sosial dan, dengan itu, melibatkan perilaku permainan video patologi sebagai strategi mengatasi. (3) Kemampuan yang memudahkan atau menghalang penggunaan komputer memodulasi risiko seseorang untuk mengembangkan ketagihan permainan video. Oleh itu, keputusan kami bersetuju dengan penemuan sebelumnya menghubungkan rendah 2D: 4D dengan kemahiran pengaturcaraan yang berkaitan dengan Java dan 2D yang tinggi: nilai 4D dengan kebimbangan yang berkaitan dengan komputer [57].

Sebelum ini, kami mendapati nilai 2D: 4D yang rendah pada individu dengan ketagihan alkohol [26], sejenis gangguan ketagihan yang berkaitan dengan bahan. Perlu diperhatikan bahawa nilai 2D rendah: 4D juga berlaku pada individu yang mempunyai ketagihan permainan video, yang merupakan kecanduan ketagihan yang berkaitan dengan bahan yang lebih lazim di kalangan lelaki berbanding wanita. Hasil ini menggariskan persamaan antara ketagihan yang berkaitan dengan bahan dan ketagihan permainan internet [58]. Menurut DSM-5, gangguan permainan internet dimasukkan ke dalam lampiran sebagai subjek untuk penyelidikan lanjut. Sastera ini mencadangkan asas biologi komputer dan ketagihan permainan internet [59]-[61]. Keputusan yang dibentangkan di sini memberikan bukti lanjut untuk asas biologi ketagihan permainan internet dan, dengan itu, menawarkan hujah untuk klasifikasinya sebagai gangguan ketagihan.

Banyak fenomena telah dikaitkan dengan nilai 2D rendah: 4D, yang kebanyakannya serasi dengan hipotesis otak hyper-lelaki. Oleh itu, nilai 2D rendah: 4D boleh dianggap sebagai proksi endophenotype "organisasi otak hyper-lelaki". Walau bagaimanapun, kesan yang tepat dari beban androgen pranatal yang tinggi pada kehidupan individu dan pada kelakuan dewasa masa depan individu itu juga harus bergantung pada pembolehubah dan pengaruh tambahan. Fenotip tingkah laku tertentu yang berkembang sebagai hasil daripada organisasi otak hiper-lelaki kemungkinan besar bergantung kepada segudang faktor genetik dan persekitaran yang berpengalaman sepanjang hayat seseorang. Oleh itu, kehadiran nilai 2D rendah: 4D tidak mencadangkan diagnosis atau prognosis khusus bagi mana-mana individu tunggal. Walau bagaimanapun, pengetahuan tentang 2D: nilai 4D dapat membantu meningkatkan diagnosis dan prognosis individu yang berkaitan dengan tingkah laku dan gangguan bermasalah yang berbeza apabila digunakan bersama dengan penanda lain.

Keputusan ini mungkin mempunyai implikasi penting untuk diagnosis, pencegahan, dan akibat permainan ketagihan. Nilai 2D yang rendah: Nilai 4D sahaja tidak diagnostik permainan ketagihan, tetapi faktor ini boleh memudahkan diagnosis apabila digunakan bersamaan dengan penanda lain. 2D yang rendah: Nilai 4D dapat membantu mengenal pasti individu yang berisiko untuk pembangunan masa depan permainan ketagihan dan, dengan itu, boleh memudahkan pencegahan. Beberapa percubaan telah dibuat untuk meramalkan perkembangan ketagihan permainan internet pada individu [62]-[67]. 2D yang rendah: Nilai 4D adalah penanda sifat baru; digabungkan dengan penanda lain, penggunaannya boleh meningkatkan ramalan perkembangan masa depan atau diagnosis semasa ketagihan permainan internet. Model ramalan yang bertambah baik ini membolehkan pembangunan strategi pencegahan yang berkesan.

Kami menyiasat individu dalam lingkungan umur sempit; Tambahan pula, usia min tidak berbeza antara dua kumpulan. Dalam kajian terdahulu, usia adalah, jika sekalipun, hanya sedikit dikaitkan dengan nilai 2D: 4D [68]. Oleh itu, umur tidak dipertimbangkan dalam analisis bukan parametrik. Khususnya, tahap pendidikan tidak berbeza antara dua kumpulan yang diselidiki dalam kajian ini.

Dalam analisis tambahan, kami juga memeriksa kemungkinan hubungan non-monotonik antara langkah-langkah 2D: 4D dan ketagihan permainan video menggunakan skor CSAS-II, kerana ini telah dilaporkan sebagai contoh untuk langkah-langkah 2D: 4D dan altruisme [69]. Analisis regresi linear menunjukkan tiada trend linier, kuadrat atau gabungan yang signifikan - juga dengan transformasi logaritmik aritmetik bermakna (lihat [69]). Selain itu, keputusan ini disahkan oleh analisis regresi bukan parametrik [70], [71]. Bersama-sama analisis ini menyokong andaian untuk menganggap ketagihan permainan video sebagai kategori yang membina dengan kategori yang berbeza kualitatif (tidak bermasalah berbanding bermasalah, iaitu berisiko / ketagih), seperti yang dilaporkan sebelum ini untuk ketagihan alkohol [72].

Masa yang dihabiskan dengan permainan video sahaja tidak menentukan ketagihan. Untuk diagnosis "kecanduan permainan video" kriteria selanjutnya perlu dipenuhi: keasyikan, penarikan, toleransi, kehilangan kawalan, dan penggunaan berterusan walaupun akibat negatif. Kekuatan kajian ini adalah komposisi para peserta. Semua peserta menghabiskan sedikit masa setiap hari dengan permainan video, tetapi hanya separuh peserta mempunyai kriteria tambahan yang menentukan mereka berada dalam risiko / kecanduan (seperti yang dinilai oleh CSAS-II). Keputusan kami dengan demikian menentukan 2D: 4D sebagai faktor risiko yang khusus berkaitan dengan ketagihan permainan video, bukan hanya untuk permainan video bermain per se.

Beberapa had kajian harus diperhatikan. Kami menggunakan reka bentuk mono-sentrik, rentas keretakan, kawalan kes, yang membolehkan pengesanan persatuan sahaja, tanpa hubungan kausal. Di samping itu, kami hanya menyiasat lelaki, dan kumpulan sampelnya agak kecil. Saiz kesan yang kuat dari 2D: 4D pada ketagihan permainan video mungkin membolehkan pengesanan perbezaan kumpulan walaupun bilangan mata pelajaran yang agak rendah. Dalam kajian terdahulu kami, kami juga mendapati saiz kesan yang kuat yang berkaitan dengan 2D: 4D kepada ketagihan alkohol [26]. Kerana perbezaan seks yang terkenal dalam tingkah laku ketagihan [5], kajian masa depan harus termasuk wanita, harus termasuk etnik lain dan harus juga termasuk ukuran sampel yang lebih besar.

Penghargaan

Penyata Pembiayaan

Pembiayaan untuk kajian ini disediakan oleh geran intramural dari Hospital Universiti Friedrich-Alexander-Universiti Erlangen-Nuremberg dan oleh Kementerian Sains dan Kebudayaan Lower Saxony. Para pendanaan tidak mempunyai peranan dalam reka bentuk kajian, pengumpulan data dan analisis, keputusan untuk menerbitkan, atau penyediaan manuskrip.

Rujukan