Laag 2D: 4D-waarden zijn gekoppeld aan verslavingsprobleem (2013)

Androgeenafhankelijke signalering reguleert de groei van de vingers aan de menselijke hand tijdens de embryogenese. Een hogere androgeenbelasting resulteert in lagere 2D:4D-verhoudingswaarden (tweede cijfer tot vierde cijfer). Prenatale blootstelling aan androgeen heeft ook invloed op de ontwikkeling van de hersenen. 2D:4D-waarden zijn meestal lager bij mannen en worden gezien als een proxy van de mannelijke hersenorganisatie. Hier hebben we het gedrag van videogames bij jonge mannen gekwantificeerd. We vonden lagere gemiddelde 2D:4D-waarden bij proefpersonen die volgens de CSAS-II waren geclassificeerd als risicovol/verslaafd gedrag (n = 27) in vergelijking met personen met onproblematisch videogamegedrag (n = 27). Prenatale blootstelling aan androgeen en een hypermannelijke hersenorganisatie, zoals weergegeven door lage 2D:4D-waarden, worden dus geassocieerd met problematisch videogamegedrag. Deze resultaten kunnen worden gebruikt om de diagnose, voorspelling en preventie van videogameverslaving te verbeteren.

Introductie

Een hoge prenatale androgeenbelasting, geïnduceerd door verhoogde hormoonspiegels of gevoeligere androgeensignaaltransductieroutes, resulteert in een langer vierde cijfer (4D) ten opzichte van het tweede cijfer (2D) in de volwassen menselijke hand [1]. Daarom worden 2D:4D-waarden beschouwd als seksueel dimorf, met waarden die gewoonlijk lager zijn bij mannen dan bij vrouwen [2]-[4]. Bovendien heeft de prenatale androgeenbelasting een organiserend effect op de hersenstructuur en -functie [5]. Als gevolg hiervan worden 2D:4D-waarden geassocieerd met een breed scala aan mannelijke/vrouwelijke gedragsfenotypes. Lage 2D:4D-waarden worden bijvoorbeeld geassocieerd met autistische kenmerken [6], [7]; aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit (ADHD) [8], [9]; atletische prestatie [10], [11]; ruimtelijke vaardigheden [12]-[15]; abstract redeneren [16]; numerieke vaardigheden [17]-[19]; samenwerking, pro-sociaal gedrag en eerlijkheid [20], [21]; aantal levenslange seksuele partners [22]; en reproductief succes [23]. Het bewijs dat de prenatale androgeenbelasting koppelt aan lage 2D:4D-waarden en gedragskenmerken is onlangs beoordeeld [24], [25].

We hebben eerder lagere gemiddelde 2D:4D-waarden laten zien bij patiënten met alcoholafhankelijkheid [26], een stofgerelateerde verslavingsstoornis met een hogere prevalentie bij mannen dan bij vrouwen [27], [28]. In deze studie wilden we analyseren of lage 2D: 4D-waarden ook geassocieerd zijn met verslavend videogamegedrag, wat een niet-middelgerelateerd verslavingsgedrag is. Ernstig gamegedrag komt veel vaker voor bij mannen dan bij vrouwen [29]-[32] en wordt geassocieerd met sensatie zoeken [33] en ADHD [34]. Pathologisch videogamen kan worden gezien als hypermannelijk gedrag. Daarom veronderstelden we dat mannen met pathologisch videogamegedrag mogelijk prenataal zijn blootgesteld aan een hogere androgeenbelasting, zoals blijkt uit hun lagere 2D: 4D-waarden.

Methoden

Deze studie maakt deel uit van het project Finger-Length in Psychiatry (FLIP) van de afdeling Psychiatrie en Psychotherapie van Erlangen, evenals de longitudinale interviewstudiemodule van het project getiteld "Internet- en videogameverslaving - diagnostiek, epidemiologie, etiopathogenese, behandeling en preventie" van het Criminologisch Onderzoeksinstituut van Nedersaksen. Het FLIP-project is gerealiseerd als add-on bij het tweede meetmoment (t2) van het longitudinale interviewonderzoek. Dit onderzoek is uitgevoerd volgens de principes die zijn verwoord in de Verklaring van Helsinki. De studie werd goedgekeurd door de lokale ethische commissie (Ethische commissie van de Duitse Psychologische Vereniging [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Schriftelijke geïnformeerde toestemming werd verkregen na het verstrekken van een volledige beschrijving van het onderzoek aan alle proefpersonen.

Tussen februari en december 2011 namen 70 proefpersonen deel aan het eerste meetmoment (t1) van het longitudinale interviewonderzoek (ze werden oorspronkelijk gekozen uit een totaal van 1,092 potentiële deelnemers die werden geworven via scholen, universiteiten, internetfora, kranten en adviescentra). Vereisten voor deelname aan het onderzoek op t1: mannelijke, 18-21 jaar oude, gebruikelijke videogamers met meer dan 2.5 uur gamen per dag of een Video Game Addition Scale (CSAS-II) score > 41 [29], zie hieronder). Van maart 2012 tot januari 2013 konden 64 deelnemers opnieuw geïnterviewd worden bij de t2 follow-up van het longitudinale interviewonderzoek. Bij deze meetgelegenheid stemden in totaal 54 proefpersonen ermee in om daarnaast deel te nemen aan het FLIP-project. Deze 54 proefpersonen kunnen als volgt worden gekarakteriseerd: 53 blank, 1 Aziatisch. De gemiddelde leeftijd op t1 was 18.9 jaar (SD = 1.1). 24 van de deelnemers hadden een hoger opleidingsniveau (Abitur of hoger), nog eens 24 hadden middelbaar onderwijs (Realschule), 5 rapporteerden lager middelbaar onderwijs (Hauptschule) en één niet afgestudeerd.

Verslaving aan videogames werd beoordeeld met behulp van de CSAS II [29] op t1. De CSAS II is gebaseerd op de Internet Addiction Scale ISS-20 [35], [36], dat is uitgebreid en aangepast om videogameverslaving te beoordelen. De CSAS-II bestaat uit 14 items (4-puntsschaal: 1  = onjuist naar 4  = absoluut waar) en dekt de afmetingen preoccupatie / opvallendheid (4 items), conflict (4 items), verlies van controle (2 items), ontwenningsverschijnselen (2 artikelen), en tolerantie (2 artikelen). De items van de CSAS-II vertonen een hoge gezichtsvaliditeit en het instrument vertoont een goede convergente validiteit voor subjectieve zelfevaluatiemetingen van videogameverslaving [29], [30]. Bovendien wordt de CSAS-II-classificatie van videogameverslaving niet alleen geassocieerd met overmatig gamegedrag, maar identificeert het ook verschillende metingen van functioneel niveau en welzijn [29], [30], [37]. De volgende diagnostische cut-offs worden gebruikt: 14-34 = niet problematisch, 35-41 = risico op verslaving en 42-56 = verslaafd.

Volgens de CSAS-II-classificatie, die verder gaat dan alleen gamen, werden 27 deelnemers geclassificeerd als niet-problematische videogamers, 17 als risico verslaafd te raken en 10 als verslaafd. Vanwege het kleine aantal onderzochte proefpersonen werden de twee groepen "die het risico lopen verslaafd te raken" en "verslaafd" samengevoegd voor analyses. In dit onderzoek werden dus twee CSAS-II-categorieën (onproblematisch vs. risicovol/verslaafd) met elk 27 proefpersonen onderzocht.

Psychische problemen en symptomen van psychopathologie werden op t1 beoordeeld met behulp van de Brief Symptom Inventory (BSI) [38]. De subschalen interpersoonlijke sensitiviteit (T = 52.26, SD = 11.81), depressie (T = 53.98, SD = 11.64), angst (T = 54.30, SD = 10.23), en vijandigheid (T = 52.20, SD  = 11.56) werden gebruikt als controlevariabelen in de multivariate analyses. Daarnaast is de ADHD-symptomatologie, die ook als controlevariabele is gebruikt, beoordeeld met behulp van de ADHD-Screening voor volwassenen (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Een Avision IS1000 flatbed scanner (Hsinchu, Taiwan) werd gebruikt om de handen van de deelnemers op t2 te scannen. Om de nauwkeurigheid te vergroten, werden vóór het scannen kleine markeringen op de basale plooien van de wijs- en ringvinger van de deelnemers getekend. Beide handen werden tegelijkertijd gescand, met de handpalmen naar beneden, in zwart-witmodus. We gebruikten het GNU Image Manipulation Program (GIMP, versie 2.8.4; www.gimp.org) om de lengte van de wijsvinger (2D) en ringvinger (4D) van de handscans te meten. Deze techniek zorgt voor een goede betrouwbaarheid [40]. De totale lengte van het tweede en vierde cijfer van de linker- en rechterhand werd gekwantificeerd vanaf het midden van de basale vouw tot aan de vingertop en werd bepaald in eenheden van pixels met behulp van het GIMP-gereedschap "meten". De metingen werden uitgevoerd door drie onafhankelijke personen die blind waren voor de hypothese en blind voor de diagnostische categorie. Gemiddelde waarden van de drie metingen werden berekend voor het tweede en vierde cijfer.

Statistische analyses werden berekend met behulp van IBM SPSS 19 (Armonk, New York, VS) en de R-software.

Resultaten

Verschillen in leeftijd tussen de niet-problematische en risico-/verslaafde groepen werden geanalyseerd door de Student's t-test; verschillen in opleidingsniveau door de Fishess exact toets voor kruistabellen groter dan 2×2 [41], [42]. Beide CSAS II-groepen (onproblematisch vs. risicovol/verslaafd) waren qua leeftijd goed aan elkaar gewaagd (t = 1.544, p = 0.129) en opleidingsniveau (p = 0.381; zien Tabel 1).

 

Tabel 1

Gemiddelde 2D: 4D- en Dr-l-waarden bij personen met onproblematisch versus risicovol / verslaafd videogamegedrag.

De betrouwbaarheid van de drie metingen van de vingers werd voor elke vinger afzonderlijk berekend voor de rechter- en linkerhand met behulp van de bidirectionele willekeurige intra-klasse correlatiecoëfficiënt (ICC) [43]. ICC's werden ook berekend voor 2D:4D-verhoudingen en rechter 2D:4D–linker 2D:4D (Dr–l) waarden. De betrouwbaarheid van de drie beoordelaars was hoog voor zowel de rechterhand (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D:4D: ICC = 0.944), de linkerhand (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994; 2D:4D: ICC = 0.937) en het rekenkundig gemiddelde (2D:4D: ICC = 0.961). Ook de betrouwbaarheid van de Dr–l-waarden was hoog (ICC = 0.764).

Afwijking van de normale verdeling werd getest met de Kolmogorov-Smirnov-test. De 2D:4D (rekenkundig gemiddelde: Z = 0.931, p = 0.351, linkerhand: Z = 0.550, p = 0.923, rechterhand: Z = 0.913, p = 0.375) en Dr–l (Z = 1.082, p = 0.193) waarden niet afwijken van een normale verdeling. De gemiddelde 2D:4D- en Dr–l-waarden worden weergegeven in Tabel 1.

Verschillen in 2D:4D- en Dr–1-waarden, afhankelijk van het opleidingsniveau, werden getest voor de niet-problematische groep en de risicogroep/verslaafde groep met de Kruskal Wallis-test. Pearson-correlatiecoëfficiënten werden berekend. De correlatie tussen 2D:4D-waarden voor de rechter- en linkerhand was 0.788 (p < 0.01). 2D:4D- en Dr–l-waarden verschilden niet significant afhankelijk van opleidingsniveau binnen het onproblematische (rekenkundig gemiddelde: χ²(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, linkerhand: χ²(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, rechterhand: χ ²(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr–1: χ²(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) en risicogroep/verslaafde groep (rekenkundig gemiddelde: χ²(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, linkerhand: χ²(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, rechterhand: χ²(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr–1: χ²(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Associaties tussen metingen van 2D: 4D (linkerhand, rechterhand, rekenkundig gemiddelde, Dr-1) en videogameverslaving (niet-problematisch vs. risicogroep/verslaafde groep) werden getest door een niet-parametrische multivariate benadering gebaseerd op het principe van recursieve partitionering, dwz voorwaardelijke inferentiebomen (C-Tree; [44], [45]). Controlerend voor interpersoonlijke gevoeligheid, depressie, angst, vijandigheid en ADHD, vergelijkbaar met een stapsgewijze regressie, worden niet-significante voorspellers uitgesloten. Met behulp van het C-Tree-algoritme wordt de globale hypothese van onafhankelijkheid tussen een van de invoervariabelen en de responsvariabele getest met behulp van een permutatietestraamwerk [46]. Voor metrische variabelen implementeert het C-Tree-algoritme een binaire splitsing in de geselecteerde invoervariabele. Om de "beste" binaire splitsing te bepalen, worden verschillende splitsingscriteria gegeven (bijv. "Gini-belangrijkheid", "onzuiverheid van knoop" of "entropie"). De meeste splitsingscriteria zijn echter niet van toepassing op gecorreleerde responsvariabelen of responsvariabelen gemeten met verschillende schaalformaten (bijv. metrisch en nominaal). We hebben daarom het permutatietestraamwerk gebruikt dat is beschreven door Hothorn et al. [47] (blz. 6, vergelijking 3). Aangezien permutatietesten de p-waarden afleiden uit steekproefspecifieke permutatieverdelingen van de teststatistieken, worden alleen p-waarden gerapporteerd. Het R-pakket "party" (een laboratorium voor recursieve partitionering; [47], [48]) werd gebruikt voor deze analyse.

In de multivariate niet-parametrische analyses werden metingen van 2D:4D (rekenkundig gemiddelde, linkerhand, rechterhand) geassocieerd met videogameverslaving (onproblematisch vs. risicogroep/verslaafde groep) bij controle op interpersoonlijke gevoeligheid, depressie, angst, vijandigheid en ADHD: 1. Studiedeelnemers met een gemiddelde 2D:4D-ratio lager dan 0.966 vertoonden een significant hoger risico om verslaafd te zijn aan videogames (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Voor de linkerhand vertoonden studiedeelnemers met een 2D:4D-ratio lager dan 0.982 een significant hoger risico om verslaafd te zijn aan videogames (p = 0.013, d = 0.93). 3. Voor de rechtshandige studiedeelnemers met een 2D:4D-ratio lager dan 0.979 vertoonden een significant hoger risico om verslaafd te zijn aan videogames op het niveau van p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Bovendien liepen studiedeelnemers die bovendien hoger scoorden dan 60 (T-score) op de ADHS-E bijzonder risico (p = 0.078, d = 0.69). Er werd geen significant verband gevonden voor Dr–1 (p = 0.127). Figuren 1a tot 1c illustreren het risico van videogameverslaving voor de gemiddelde 2D:4D, evenals de linker en rechter 2D:4D-waarden in C-Tree. Onafhankelijk van de gerapporteerde 2D:4D-afkapwaarden kunnen gemiddelde groepsverschillen in metingen van 2D:4D tussen onproblematisch en risico/verslaafd worden waargenomen, wat wordt geïllustreerd voor gemiddelde 2D:4D in figuur 2 dezelfde analyse gebruiken met omgekeerde afhankelijke en onafhankelijke variabelen. Samen geven deze resultaten aan dat risicovolle/verslaafde videogamers kleinere 2D:4D-verhoudingen hebben.

 

Figuur 1

Voorwaardelijke inferentieboomplots.

 

Figuur 2

Voorwaardelijke inferentieboomplot.

Om de waarde van de 2D:4D-ratio te schatten als een diagnostische test voor de discriminatie van personen die verslaafd zijn aan videogames of risico's lopen versus controles met onproblematisch spelgedrag, hebben we een ROC-analyse gebruikt om AUC-waarden te berekenen, evenals gevoeligheid en specificiteit bij het Youden-punt [49] (het punt op de ROC-curve waar de som van gevoeligheid en specificiteit maximaal is). Uit de ROC-analyse blijkt dat de diagnostische nauwkeurigheid van de 2D:4D-ratio van de linkerhand het hoogst is (AUC 0.704, sensitiviteit 0.852, specificiteit 0.556), gevolgd door die van de rechterhand (AUC 0.639, sensitiviteit 0.815, specificiteit 0.481). Volgens Hanley en McNeil [50] we hebben gecontroleerd op verschillen in gepaarde AUC's zonder significant resultaat (Z = 1.147, p = 0.25).

Discussie

Dit is het eerste onderzoek dat prenatale blootstelling aan androgeen koppelt aan verslavend videogamegedrag. In deze studie vonden we lage gemiddelde 2D:4D-waarden bij proefpersonen met risicovol en verslaafd videogamegedrag. Effectgroottes groter dan d = 0.66 duiden op een matig tot sterk effect [51]. Geen andere beschouwde voorspellers, behalve symptomen van ADHD voor de juiste 2D:4D-berekeningen, waren statistisch significant in de multivariate niet-parametrische analyses. De waargenomen associatie tussen risicovolle/verslaafde videogames en lage 2D:4D-waarden kan op verschillende manieren worden geïnterpreteerd. (1) Een kleine 2D:4D-waarde leidt direct tot verslavend spelgedrag; er is echter geen bewijs in de literatuur om deze mogelijkheid te ondersteunen. (2) Verslavend spelgedrag leidt direct tot lage 2D:4D-waarden. Deze mogelijkheid is echter onwaarschijnlijk omdat eerdere studies hebben aangetoond dat 2D:4D-waarden gedurende het hele leven na de geboorte constant blijven [52]. (3) Een gemeenschappelijk mechanisme is verantwoordelijk voor zowel lage 2D:4D-waarden als verslavend spelgedrag. Op basis van de bestaande gegevens geeft een dergelijke factor de meest waarschijnlijke verklaring. Ook de resultaten van de 2D:4D C-tree berekeningen met een aanvullende verklarende kracht van symptomen van ADHD ondersteunen deze verklaring. Verslavend gamen komt vaker voor bij mannen [29]-[32] en wordt geassocieerd met ADHD [34] en sensatie zoeken [33]. Al deze kenmerken zijn eerder gekoppeld aan lage 2D:4D-waarden. Een veel voorkomende reden voor deze associaties lijkt een hoge androgeenbelasting tijdens de zwangerschap te zijn.

Het begrijpen van de wegen die leiden van verbeterd prenataal testosteron naar gameverslaving zal cruciaal zijn voor het definiëren van potentieel beleid gericht op videogameverslaving. Prenataal testosteron kan verslavend gedrag veroorzaken via verschillende kanalen, waaronder de volgende: (1) Prenatale testosteronovervloed moduleert het mesolimbische beloningssysteem [53] waardoor het verslavende spelgedrag bij volwassenen mogelijk wordt beïnvloed. (2) De specifieke regels van de cyberwereld in vergelijking met de echte wereld kunnen de beperkingen in sociale interactievermogens veroorzaakt door een hoge prenatale testosteronbelasting compenseren. Er is aangetoond dat hogere foetale testosteronniveaus de empathie verminderen en het vermogen om emotionele gezichtsuitdrukkingen te decoderen, dwz om te begrijpen wat andere mensen denken en voelen [54]. In lijn daarmee waren lagere 2D:4D-waarden gerelateerd aan verminderde empathie bij mannen [55]. Bovendien is een kleinere 2D:4D gekoppeld aan meer willekeurige sociale achterdocht [56]. Een hoog prenataal testosteron kan dus interpersoonlijke problemen en sociaal isolement veroorzaken en daardoor pathologisch videogamegedrag als copingstrategie met zich meebrengen. (3) Het is waarschijnlijk dat de vaardigheden die computergebruik vergemakkelijken of belemmeren, iemands risico op het ontwikkelen van videogameverslaving moduleren. Onze resultaten komen dus overeen met eerdere bevindingen die lage 2D: 4D koppelen aan Java-gerelateerde programmeervaardigheden en hoge 2D: 4D-waarden met computergerelateerde angst. [57].

Eerder vonden we lage gemiddelde 2D:4D-waarden bij personen met alcoholverslaving [26], een stofgerelateerde verslavingsstoornis. Het is opmerkelijk dat lage 2D:4D-waarden ook voorkomen bij personen met een videogameverslaving, een niet-substantiegerelateerde verslavende stoornis die meer voorkomt bij mannen dan bij vrouwen. Dit resultaat onderstreept de gelijkenis tussen verslaving aan middelen en verslaving aan internetgamen [58]. Volgens de DSM-5 is internetgamingstoornis opgenomen in de bijlage als onderwerp voor verder onderzoek. De literatuur suggereert een biologische basis van computer- en internetgamingverslaving [59]-[61]. De hier gepresenteerde resultaten leveren verder bewijs voor een biologische basis van internetgamingverslaving en bieden dus een argument voor de classificatie ervan als een verslavingsstoornis.

Veel fenomenen zijn in verband gebracht met lage 2D:4D-waarden, waarvan de meeste verenigbaar zijn met de hypermannelijke hersenhypothese. Lage 2D:4D-waarden kunnen dus worden beschouwd als een proxy van het endofenotype "hyper-mannelijke hersenorganisatie". Het precieze effect van een hoge prenatale androgeenbelasting op het leven van een individu en op het toekomstige volwassen gedrag van dat individu moet echter ook afhangen van aanvullende variabelen en invloeden. Het specifieke gedragsfenotype dat evolueert als gevolg van de hypermannelijke hersenorganisatie hangt hoogstwaarschijnlijk af van een groot aantal genetische en omgevingsfactoren die gedurende het leven van een individu worden ervaren. Daarom suggereert de aanwezigheid van lage 2D:4D-waarden geen specifieke diagnose of prognose voor een enkel individu. Kennis van 2D:4D-waarden kan echter helpen bij het verbeteren van de diagnose en prognose van een individu in verband met verschillende problematische gedragingen en stoornissen, wanneer gebruikt in combinatie met andere markers.

Deze resultaten kunnen belangrijke implicaties hebben voor de diagnose, preventie en gevolgen van verslavend gamen. Een lage 2D:4D-waarde alleen is niet diagnostisch voor verslavend gamen, maar deze factor kan de diagnose vergemakkelijken bij gebruik in combinatie met andere markeringen. Een lage 2D:4D-waarde kan helpen bij het identificeren van personen die risico lopen op de ontwikkeling van verslavend gamen in de toekomst en kan zo preventie vergemakkelijken. Er zijn verschillende pogingen gedaan om de ontwikkeling van internetgamingverslaving bij individuen te voorspellen [62]-[67]. Een lage 2D:4D-waarde is een nieuwe kenmerkmarkering; in combinatie met andere markers kan het gebruik ervan de voorspelling van de toekomstige ontwikkeling of de huidige diagnose van internetgamingverslaving verbeteren. Dergelijke verbeterde voorspellingsmodellen kunnen de ontwikkeling van effectieve preventieve strategieën mogelijk maken.

We onderzochten personen in een kleine leeftijdscategorie; bovendien verschilde de gemiddelde leeftijd niet tussen de twee groepen. In eerdere studies was leeftijd, of helemaal niet, slechts marginaal geassocieerd met 2D:4D-waarden [68]. Daarom werd leeftijd niet meegenomen in de niet-parametrische analyses. Met name het opleidingsniveau verschilde niet tussen de twee groepen die in dit onderzoek werden onderzocht.

In aanvullende analyses hebben we ook gecontroleerd op een mogelijk niet-monotone relatie tussen maten van 2D:4D en videogameverslaving met behulp van de CSAS-II-somscore, zoals dit bijvoorbeeld is gerapporteerd voor maten van 2D:4D en altruïsme [69]. De lineaire regressieanalyses lieten geen significante lineaire, kwadratische of gecombineerde trend zien – ook niet bij logaritmische transformatie van het rekenkundig gemiddelde (zie [69]). Bovendien werden deze resultaten bevestigd door niet-parametrische regressieanalyses [70], [71]. Samen ondersteunen deze analyses de veronderstelling om videogameverslaving te beschouwen als een categorisch construct met kwalitatief verschillende categorieën (onproblematisch versus problematisch, dwz risico lopend/verslaafd), zoals eerder gemeld voor alcoholverslaving. [72].

De tijd die alleen aan videogames wordt besteed, definieert verslaving niet. Voor de diagnose "videogameverslaving" moet aan andere criteria worden voldaan: preoccupatie, terugtrekking, tolerantie, verlies van controle en aanhoudend gebruik ondanks negatieve gevolgen. Een sterk punt van dit onderzoek is de samenstelling van de deelnemers. Alle deelnemers brachten elke dag enige tijd door met videogamen, maar slechts de helft van de deelnemers had aanvullende criteria die bepaalden dat ze risico liepen/verslaafd waren (zoals beoordeeld door CSAS-II). Onze resultaten definiëren dus 2D:4D als een risicofactor die specifiek verband houdt met verslaving aan videogames, niet alleen met het spelen van videogames op zich.

Er moeten verschillende studiebeperkingen worden opgemerkt. We gebruikten een monocentrisch, cross-sectioneel, case-control design, dat alleen de detectie van associaties mogelijk maakt, zonder causale verbanden. Bovendien hebben we alleen mannen onderzocht en was de steekproefgroep relatief klein. De sterke effectgrootte van 2D:4D op videogamingverslaving maakte het waarschijnlijk mogelijk om groepsverschillen op te sporen, ondanks het relatief lage aantal proefpersonen. In onze vorige studie vonden we ook een sterke effectgrootte die verband houdt met 2D:4D aan alcoholverslaving [26]. Vanwege de bekende sekseverschillen in verslavingsgedrag [5]toekomstige studies zouden vrouwen moeten omvatten, andere etniciteiten moeten omvatten en ook een grotere steekproefomvang moeten omvatten.

Dankwoord

Financieringsverklaring

Financiering voor deze studie werd verstrekt door intramurale subsidies van het Universitair Ziekenhuis van de Friedrich-Alexander-Universiteit van Erlangen-Neurenberg en door het Ministerie van Wetenschap en Cultuur van Nedersaksen. De financiers speelden geen rol bij het ontwerp van de studie, het verzamelen en analyseren van gegevens, het besluit tot publicatie of de voorbereiding van het manuscript.

Referenties