Nizke vrednosti 2D: vrednosti 4D so povezane z zasvojenostjo z videoigrami (2013)

PLoS One. 2013 Nov 13;8(11):e79539.

doi: 10.1371 / journal.pone.0079539. eCollection 2013.

Kornhuber J1, Zense EM, Lenz B, Stoessel C, Bouna-Pyrrou P, Rehbein F, Kliem S, Mößle T.

Minimalizem

Androgensko odvisna signalizacija uravnava rast prstov na človeški roki med embriogenezo. Večja obremenitev androgena povzroči nižje vrednosti razmerja 2D: 4D (druga številka do četrta številka). Prenatalna izpostavljenost androgenom vpliva tudi na razvoj možganov. 2D: Vrednosti 4D pri moških so ponavadi nižje in jih obravnavamo kot posrednika organizacije moških možganov. Tu smo količinsko ovrednotili vedenje video iger pri mladih samcih. Odkrili smo nižje povprečne vrednosti 2D: 4D pri osebah, ki so bile razvrščene po CSAS-II kot tvegano / zasvojeno vedenje (n = 27) v primerjavi s posamezniki z neproblematičnim vedenjem video iger (n = 27). Tako sta prenatalna izpostavljenost androgenom in možganska organizacija hiper moških, ki jih predstavljajo nizke vrednosti 2D: 4D, povezana s problematičnim vedenjem video iger. Ti rezultati se lahko uporabijo za izboljšanje diagnoze, napovedovanja in preprečevanja odvisnosti od video iger.

Predstavitev

Velika prenatalna obremenitev androgena, ki jo povzročijo bodisi zvišane ravni hormonov bodisi občutljivejše poti transdukcije signala androgena, povzroči daljši četrti števec (4D) glede na drugo številko (2D) v roki odraslega človeka [1]. Zato velja, da vrednosti 2D: 4D veljajo za spolno dimorfne, vrednosti, ki so običajno pri moških nižje v primerjavi z ženskami [2]-[4]. Poleg tega prenatalna obremenitev androgena organizira organizacijo na možgansko strukturo in delovanje [5]. Kot rezultat, so vrednosti 2D: 4D povezane s širokim razponom vedenjskih fenotipov moških / žensk. Nizke vrednosti 2D: vrednosti 4D so povezane na primer z avtističnimi lastnostmi [6], [7]; motnja hiperaktivnosti pomanjkanja pozornosti (ADHD) [8], [9]; atletski nastop [10], [11]; prostorske sposobnosti [12]-[15]; abstraktno sklepanje [16]; numerične sposobnosti [17]-[19]; kooperativnost, prosocialno vedenje in poštenost [20], [21]; število življenjskih spolnih partnerjev [22]; in reproduktivni uspeh [23]. Dokazi, ki povezujejo prenatalno androgensko obremenitev z nizkimi vrednostmi 2D: 4D in vedenjskimi lastnostmi, so bili nedavno pregledani [24], [25].

Pred tem smo pokazali nižje povprečne vrednosti 2D: 4D pri bolnikih z odvisnostjo od alkohola [26], s snovmi povezana zasvojenost z večjo razširjenostjo pri moških kot ženskah [27], [28]. V tej raziskavi smo želeli analizirati, ali so nizke vrednosti 2D: 4D povezane tudi z zasvojenim vedenjem video iger, kar je vedenje odvisnosti, ki ni povezano s snovjo. Hudo igralno vedenje se pri moških pojavlja veliko pogosteje v primerjavi z ženskami [29]-[32] in je povezana z iskanjem občutkov [33] in ADHD [34]. Na patološko video igranje je mogoče gledati kot na hiper moško vedenje. Zato smo domnevali, da so bili moški s patološkim vedenjem video iger prenatalno izpostavljeni večji obremenitvi androgena, kar kažejo njihove nižje vrednosti 2D: 4D.

Metode

Ta študija je del projekta Finger-length in Psychiatry (FLIP) na oddelku za psihiatrijo in psihoterapijo Erlangen, pa tudi modul za longitudinalni intervju projekta "Zasvojenost z internetnimi in video igrami - diagnostika, epidemiologija, etiopatogeneza, zdravljenje in preprečevanje «Raziskovalnega inštituta za kriminologijo Spodnje Saške. Projekt FLIP je bil realiziran kot dodatek ob drugi priložnosti meritve (t2) študije vzdolžnega intervjuja. Ta preiskava je potekala v skladu z načeli iz Helsinške deklaracije. Študijo je odobril lokalni odbor za etiko (Etični odbor nemškega psihološkega društva [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Pisno informirano soglasje je bilo pridobljeno po popolnem opisu študije vsem subjektom.

Med februarjem in decembrom 2011 je 70 preiskovancev sodelovalo ob prvi meritvi (t1) študije longitudinalnega intervjuja (prvotno so bili izbrani med skupno 1,092 potencialnimi udeleženci, ki so bili zaposleni prek šol, univerz, spletnih forumov, časopisov in svetovalnih centrov) . Predpogoji za sodelovanje v študiji pri t1: moški, stari od 18 do 21 let, običajni video igralci z več kot 2.5 urami igranja na dan ali z oceno dodajanja video iger (CSAS-II)> 41 [29], glej spodaj). Od marca 2012 do januarja 2013 je bilo udeležence 64 mogoče ponovno zaslišati med spremljanjem t2 študije vzdolžnega intervjuja. Ob tej priložnosti se je skupno število subjektov 54 strinjalo, da bodo dodatno sodelovali v projektu FLIP. Te subjekte 54 lahko označimo na naslednji način: 53 kavkaški, 1 azijski. Povprečna starost pri t1 je bila 18.9 let (SD = 1.1). 24 udeležencev je imelo višjo izobrazbo (Abitur ali višjo), še 24 je imelo srednjo šolo (Realschule), pet je poročalo o nižji srednji šoli (Hauptschule) in ena ni zaključila šolanja.

Odvisnost od video iger je bila ocenjena s pomočjo CSAS II [29] pri t1. CSAS II temelji na lestvici odvisnosti od interneta ISS-20 [35], [36], ki je bil razširjen in prilagojen za oceno odvisnosti od video iger. CSAS-II je sestavljen iz elementov 14 (lestvica točk 4: 1)  = napačno da 4  = popolnoma res) in zajema dimenzije preokupacija / izrazitost (4 predmeti), konflikt (4 predmeti), izguba nadzora (2 predmeti), odtegnitvene simptome (2 predmeti) in toleranca (2 predmeti). Postavke CSAS-II kažejo visoko veljavnost, instrument pa kaže dobro konvergentno veljavnost za subjektivne samoevalvacijske ukrepe zasvojenosti z video igrami [29], [30]. Poleg tega klasifikacija CSAS-II odvisnosti od video iger ni povezana le s prekomernim igralskim vedenjem, ampak tudi določa različne ukrepe funkcionalne ravni in dobrega počutja [29], [30], [37]. Uporabljajo se naslednje diagnostične izključitve: 14 – 34 = neproblematičen, 35 – 41 = tveganje, da postanejo zasvojeni, in 42 – 56 = zasvojen.

Glede na klasifikacijo CSAS-II, ki presega zgolj igralne čase, so bili udeleženci 27 razvrščeni kot neproblematični video igralci, 17 pa je tvegan, da postanejo zasvojeni, 10 pa kot zasvojeni. Zaradi majhnega števila preiskovanih oseb sta se dve skupini "v nevarnosti, da bi postali zasvojeni" in "zasvojeni", pridružili analizi. Tako sta bili v tej študiji preučeni dve kategoriji CSAS-II (neproblematični v primerjavi s tveganji / zasvojeni) pri vseh osebah 27.

Psihološke težave in simptomi psihopatologije so bili ocenjeni na t1 z uporabo seznama kratkih simptomov (BSI) [38]. Medosebna občutljivost subkalij (T = 52.26, SD = 11.81), depresija (T = 53.98, SD = 11.64), tesnoba (T = 54.30, SD = 10.23) in sovražnost (T = 52.20, SD  = 11.56) so bile uporabljene kot kontrolne spremenljivke v multivariatnih analizah. Poleg tega je bila s pomočjo ADHD-presejanja za odrasle ocenjena simptomatologija ADHD, ki je bila uporabljena tudi kot kontrolna spremenljivka (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Za skeniranje rok udeležencev pri t1000 je bil uporabljen ploščni skener Avision IS2 (Hsinchu, Tajvan). Da bi povečali natančnost, so bile pred skeniranjem na temeljnih gubah vsakega od udeleženčevih kazalcev in prstnih prstov narisane majhne oznake. Obe roki sta bili skenirani hkrati, z dlanmi navzdol, v črno-belem načinu. Uporabili smo program za upravljanje slik GNU (GIMP, različica 2.8.4; www.gimp.org) za merjenje dolžine kazalcev (2D) in obroča (4D) od rok skeniranja. Ta tehnika zagotavlja dobro zanesljivost [40]. Skupna dolžina druge in četrte številke leve in desne roke je bila količinsko določena od sredine bazalne gube do konice prsta in je bila določena v enotah pik z uporabo GIMP orodja »meri«. Meritve so izvedli trije neodvisni posamezniki, ki so bili slepi za hipotezo in slepi za diagnostično kategorijo. Srednje vrednosti treh meritev so bile izračunane za drugo in četrto številko.

Statistične analize so bile izračunane z uporabo programske opreme IBM SPSS 19 (Armonk, New York, ZDA) in programske opreme R.

Rezultati

Razlike v starosti med neproblematičnimi skupinami tveganj in odvisnosti so bile analizirane s študentskim t-testom; razlike v ravni izobrazbe s Fishevim natančnim testom za tabele ob nepredvidljivih dogodkih, večje od 2 × 2 [41], [42]. Obe skupini CSAS II (neproblematični v primerjavi s tveganji / odvisniki) sta se glede na starost dobro ujemali (t = 1.544, p = 0.129) in izobrazbena raven (p = 0.381; glej Tabela 1).

Tabela 1 

Povprečne vrednosti 2D: vrednosti 4D in Dr – l pri posameznikih z neproblematičnim glede na tveganje / zasvojenost z igranjem video iger.

Zanesljivost treh meritev prstov je bila izračunana za vsak prst posebej za desno in levo roko z dvosmernim naključnim korelacijskim koeficientom znotraj razreda (ICC) [43]. ICC-ji so bili izračunani tudi za razmerja 2D: 4D in desno 2D: 4D – levo vrednost 2D: 4D (Dr – l). Zanesljivost treh raterjev je bila visoka za obe desni roki (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), leva roka (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994 ; 2D: 4D: ICC = 0.937) in aritmetična sredina (2D: 4D: ICC = 0.961). Zanesljivost Dr-l vrednosti je bila prav tako visoka (ICC = 0.764).

Odstopanje od normalne porazdelitve je bilo preizkušeno s testom Kolmogorov-Smirnov. 2D: 4D (aritmetična sredina: Z = 0.931, p = 0.351, leva roka: Z = 0.550, p = 0.923, desna roka: Z = 0.913, p = 0.375) in Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) vrednosti niso odstopale od običajne porazdelitve. Povprečne vrednosti 2D: 4D in Dr – l so predstavljene v Tabela 1.

Razlike v vrednostih 2D: Vrednosti 4D in Dr – 1 glede na stopnjo izobrazbe so bile s testom Kruskal Wallis testirane na neproblematični in v skupini s tveganjem / zasvojenostjo. Izračunali smo Pearsonove korelacijske koeficiente. Korelacija med vrednostmi 2D: vrednosti 4D za desno in levo roko je bila 0.788 (p <0.01). Vrednosti 2D: 4D in Dr – l se niso bistveno razlikovale glede na izobrazbeno stopnjo znotraj neproblematične (aritmetična sredina: χ2(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, leva roka: χ2(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, desna roka: χ 2(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ2(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) in ogrožena skupina / skupina odvisnikov (aritmetična sredina: χ2(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, leva roka: χ2(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, desna roka: χ2(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ2(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Povezave med ukrepi 2D: 4D (leva roka, desna roka, aritmetična sredina, Dr – 1) in odvisnosti od video iger (neproblematična v primerjavi s skupino tveganja / zasvojene skupine) so bile preizkušene z neparametričnim multivariatnim pristopom, ki temelji na principu rekurzivnosti predelne stene, tj pogojna sklepna drevesa (C-Tree; [44], [45]). Nadzor medosebne občutljivosti, depresije, tesnobe, sovražnosti in ADHD-ja, primerljiv s postopno regresijsko nepomembnimi napovedniki, je izključen. Z algoritmom C-Tree se globalna hipoteza neodvisnosti med katero koli od vhodnih spremenljivk in odzivno spremenljivko preizkusi z uporabo okvirja za permutacijski test [46]. Za metrične spremenljivke algoritem C-Tree izvaja izbrano vhodno spremenljivko binarni razcep. Za določitev "najboljše" binarne razdelitve je na voljo več meril za delitev (npr. "Ginijeva pomembnost", "nečistoča vozlišča" ali "entropija"). Vendar večina meril za delitev ni uporabna za korelirane spremenljivke odziva ali spremenljivke odziva, izmerjene z različnimi formati lestvice (npr. Metričnimi in nominalnimi). Zato smo uporabili okvir permutacijskega testa, ki sta ga opisala Hothorn in sod. [47] (str. 6, enačba 3). Ker permutacijski testi izhajajo iz p-vrednosti iz vzorčno specifičnih permutacijskih porazdelitev testnih statistik, se poročajo samo o p-vrednostih. Paket R „stranka“ (laboratorij za rekurzivno particijo; [47], [48]) je bila uporabljena za to analizo.

V multivariatnih neparametričnih analizah so bili ukrepi 2D: 4D (aritmetična sredina, leva roka, desna roka) povezani z zasvojenostjo z video igrami (neproblematična v primerjavi s skupino tveganja / zasvojenost) pri nadzorovanju medosebne občutljivosti, depresije, tesnobe, sovražnosti in ADHD: 1. Udeleženci študije s povprečnim razmerjem 2D: 4D nižje od 0.966 so pokazali znatno večje tveganje za zasvojenost z video igrami (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Na levi strani so udeleženci študije z razmerjem 2D: 4D nižjim od 0.982 pokazali znatno večje tveganje, da bi postali zasvojeni z video igrami (p = 0.013, d = 0.93). 3. Udeleženci študije na desni strani z razmerjem 2D: 4D pod 0.979 so pokazali znatno večje tveganje za zasvojenost z video igrami na ravni p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Poleg tega so bili posebej ogroženi udeleženci študije, ki so na ADHS-E dodatno dosegli več kot 60 (T-rezultat) (p = 0.078, d = 0.69). Za Dr – 1 niso našli pomembne povezave (p = 0.127). Številke 1a do 1c ponazorite tveganje zasvojenosti z video igrami za povprečno vrednost 2D: 4D, kot tudi levo in desno vrednost 2D: 4D v C-Tree. Neodvisno od poročanega 2D: Odsekane vrednosti 4D pomenijo razlike v skupinah v ukrepih 2D: 4D med neproblematičnimi in ogroženimi / zasvojenimi je mogoče opaziti, kar je prikazano za povprečje 2D: 4D v številka 2 z uporabo iste analize z obrnjenimi odvisnimi in neodvisnimi spremenljivkami. Ti rezultati skupaj kažejo, da imajo video igralci s tveganjem / zasvojenostjo manjša razmerja 2D: 4D.

Slika 1 

Pogojne parcele pogojnih sklepov.
Slika 2 

Pogojna nazorna drevesna ploskev

Za oceno vrednosti razmerja 2D: 4D kot diagnostičnega testa za razlikovanje posameznikov, ki so odvisni od video iger / ogroženih, v primerjavi s kontrolami z neproblematičnim igralnim vedenjem, smo uporabili analizo ROC za izračun vrednosti AUC, občutljivosti in specifičnosti na točki Youden [49] (točka na krivulji ROC, kjer je vsota občutljivosti in specifičnosti povečana). Analiza ROC kaže, da je diagnostična natančnost razmerja 2D: 4D leve roke najvišja (AUC 0.704, občutljivost 0.852, specifičnost 0.556), ki ji sledi desna roka (AUC 0.639, občutljivost 0.815, specifičnost 0.481). Po mnenju Hanley in McNeil [50] preverili smo razlike v seznamih AUC brez pomembnega rezultata (Z = 1.147, p = 0.25).

Razprava

To je prva preiskava, ki povezuje prenatalno izpostavljenost androgenom z zasvojenostjo z igranjem video iger. V tej študiji smo ugotovili nizke povprečne vrednosti 2D: 4D pri osebah s tveganim in zasvojenim vedenjem video iger. Velikosti učinka, večje od d = 0.66, kažejo na zmeren do močan učinek [51]. Nobeni drugi obravnavani napovedovalci, razen simptomov ADHD za pravi 2D: Izračuni 4D so bili statistično pomembni pri večvariatnih neparametričnih analizah. Opaženo povezavo med tveganimi / zasvojenimi video igrami in nizkimi vrednostmi 2D: 4D je mogoče razlagati na več načinov. (1) Majhna vrednost 2D: vrednost 4D neposredno izzove zasvojenost z igranjem; vendar v literaturi ni dokazov, ki bi podpirali to možnost. (2) Zasvojenost z igranjem iger neposredno povzroči nizke vrednosti 2D: 4D. Vendar ta možnost ni verjetna, ker so prejšnje študije dokazale, da vrednosti 2D: 4D ostanejo konstantne skozi celo življenje po rojstvu [52]. (3) Skupni mehanizem je odgovoren tako za nizke vrednosti 2D: 4D kot za zasvojenost z igranjem. Na podlagi obstoječih podatkov tak dejavnik ponuja najverjetnejšo razlago. Rezultati izračunov drevesa 2D: 4D z dodatno pojasnjevalno močjo simptomov ADHD prav tako podpirajo to razlago. Zasvojenost z igranjem je pogostejša pri moških [29]-[32] in je povezana z ADHD [34] in občutek išče [33]. Vse te funkcije so bile prej povezane z nizkimi vrednostmi 2D: 4D. Eden od pogostih razlogov za te povezave je velika obremenitev androgenov med nosečnostjo.

Razumevanje poti, ki vodi od povečanega prenatalnega testosterona do zasvojenosti z igrami, bo ključnega pomena za določitev potencialnih politik, usmerjenih v zasvojenost z video igrami. Prenatalni testosteron lahko povzroči zasvojenost z več kanali, vključno z naslednjim: (1) Prenatalni testosteron obiluje modolimbični sistem nagrajevanja [53] s tem potencialno vpliva na zasvojenost z igranjem pri odraslih. (2) Posebna pravila kibernetskega sveta v primerjavi z resničnim svetom lahko nadomestijo omejitve v sposobnostih socialne interakcije, ki jih povzroča velika prenatalna obremenitev s testosteronom. Pokazalo se je, da višja raven testosterona v plodu zmanjšuje empatijo in sposobnost dekodiranja čustvenega obraza, tj. Da razume, kaj drugi ljudje mislijo in čutijo [54]. V skladu s tem so bile nižje vrednosti 2D: 4D povezane z zmanjšano empatijo pri moških [55]. Poleg tega je manjši 2D: 4D povezan z bolj nediskriminatornim družbenim sumom [56]. Tako lahko visok prenatalni testosteron povzroči medosebne težave in socialno izolacijo ter s tem povzroči patološko vedenje video iger kot strategijo obvladovanja. (3) Verjetno lahko sposobnosti, ki olajšajo ali preprečujejo uporabo računalnika, modulirajo človekovo tveganje za razvoj zasvojenosti z video igrami. Tako se naši rezultati ujemajo s prejšnjimi ugotovitvami, ki povezujejo nizko vrednost 2D: 4D s programiranjem veščin, povezanih z Java, in visoke vrednosti 2D: 4D z računalniško tesnobo [57].

Prej smo pri osebah z odvisnostjo od alkohola ugotovili nizke povprečne vrednosti 2D: 4D [26], snovna motnja odvisnosti. Omeniti velja, da se nizke vrednosti 2D: 4D pojavljajo tudi pri posameznikih z zasvojenostjo z video igrami, kar je odvisnost od odvisnosti od odvisnosti od snovi, ki je bolj razširjena pri moških kot ženskah. Ta rezultat poudarja podobnost med odvisnostjo, povezano s snovjo, in zasvojenostjo z internetnimi igrami [58]. Po mnenju DSM-5 je motnja spletnih iger vključena v dodatek kot predmet nadaljnjih raziskav. Literatura namiguje na biološko osnovo zasvojenosti z računalnikom in spletnimi igrami [59]-[61]. Tu predstavljeni rezultati ponujajo nadaljnje dokaze o biološki podlagi zasvojenosti z igrami na spletu in tako ponujajo argument za njegovo razvrstitev kot motnjo odvisnosti.

Številni pojavi so bili povezani z nizkimi vrednostmi 2D: 4D, večina pa je združljiva s hipotezo o hiper-moških možganov. Tako lahko nizke vrednosti 2D: 4D štejemo za proxy endofenotipa „hiper moška organizacija možganov“. Vendar mora natančen vpliv velike prenatalne obremenitve androgena na življenje posameznika in na njegovo prihodnje vedenje odraslih tudi odvisen od dodatnih spremenljivk in vplivov. Specifični vedenjski fenotip, ki se razvija zaradi hiper moške možganske organizacije, je najverjetneje odvisen od neštetih genetskih in okoljskih dejavnikov, ki jih je človek doživel v celotni življenjski dobi. Zato prisotnost nizkih vrednosti 2D: 4D ne kaže na natančno diagnozo ali prognozo za nobenega posameznika. Vendar pa poznavanje vrednosti 2D: Vrednosti 4D lahko pomagajo pri izboljšanju posameznikove diagnoze in prognoze, povezane z različnimi problematičnimi vedenji in motnjami, če se uporabljajo v kombinaciji z drugimi markerji.

Ti rezultati imajo lahko pomembne posledice za diagnozo, preprečevanje in posledice zasvojenosti z igranjem. Nizka vrednost 2D: 4D sama po sebi ni diagnostika zasvojenosti z igrami, vendar lahko ta dejavnik olajša diagnozo, če jo uporabljamo skupaj z drugimi markerji. Nizka vrednost 2D: 4D lahko pomaga prepoznati posameznike, ki jim grozi nadaljnji razvoj zasvojenosti z igranjem in tako olajša preprečevanje. Kar nekaj poskusov je bilo napovedati razvoj zasvojenosti z internetnimi igrami pri posameznikih [62]-[67]. Nizka vrednost 2D: vrednost 4D je nov označevalec lastnosti; V kombinaciji z drugimi označevalci lahko njegova uporaba izboljša napoved prihodnjega razvoja ali trenutno diagnozo zasvojenosti z internetnimi igrami. Takšni izboljšani modeli napovedovanja lahko omogočijo razvoj učinkovitih preventivnih strategij.

Raziskovali smo posameznike v ozkem starostnem obdobju; poleg tega se povprečna starost ni razlikovala med obema skupinama. V prejšnjih študijah je bila starost, če sploh, le mejno povezana z vrednostmi 2D: 4D [68]. Zato pri neparametričnih analizah starost ni bila upoštevana. Zlasti se stopnja izobrazbe med dvema skupinama, ki sta jih preučevali v tej študiji, ni razlikovala.

V dodatnih analizah smo preverili tudi morebitno nemotonično razmerje med ukrepi 2D: 4D in odvisnostjo od video iger z uporabo ocene vsote CSAS-II, saj je bila ta poročana na primer za ukrepe 2D: 4D in altruizma [69]. Analize linearne regresije niso pokazale pomembnega linearnega, kvadratnega ali kombiniranega trenda - tudi z logaritmično preobrazbo aritmetične srednje vrednosti (glej [69]). Poleg tega so bili ti rezultati potrjeni z neparametričnimi regresijskimi analizami [70], [71]. Skupaj te analize podpirajo domnevo, da se zasvojenost z video igrami obravnava kot kategoričen konstrukt s kvalitativnimi različnimi kategorijami (neproblematični v primerjavi s problematičnimi, tj. V nevarnosti / zasvojenosti), kot so bile že poročane o odvisnosti od alkohola [72].

Čas, preživet samo z igranjem video iger, ne določa zasvojenosti. Za diagnozo "zasvojenost z video igrami" je treba izpolniti nadaljnja merila: preokupacija, umik, strpnost, izguba nadzora in nadaljnja uporaba kljub negativnim posledicam. Moč te študije je sestava udeležencev. Vsi udeleženci so vsak dan nekaj časa preživeli z igranjem video iger, le polovica udeležencev pa je imela dodatne kriterije, ki so določali, da so ogroženi / zasvojeni (kot ocenjuje CSAS-II). Naši rezultati tako opredeljujejo 2D: 4D kot dejavnik tveganja, ki je posebej povezan z odvisnostjo od video iger, ne samo z igranjem video iger.

Upoštevati je treba več omejitev študije. Uporabili smo monocentrični, prečni prerez, primer nadziranja primerov, ki omogoča zaznavanje asociacij samo brez vzročne zveze. Poleg tega smo raziskovali samo moške, vzorčna skupina pa je bila razmeroma majhna. Močna velikost učinka 2D: 4D na zasvojenost z video igrami je verjetno omogočila zaznavanje razlik v skupinah, kljub razmeroma majhnemu številu oseb. V naši prejšnji študiji smo ugotovili tudi veliko velikost učinka, ki se nanaša na 2D: 4D na odvisnost od alkohola [26]. Zaradi znanih razlik med spoloma v odvisniškem vedenju [5], prihodnje študije bi morale vključevati ženske, vključevati bi morale tudi druge narodnosti in vključevati tudi večjo velikost vzorca.

Priznanja

Zahvalili bi se vsem udeležencem, naši študentski asistentki Juliji Weberling in našemu skrbniku IT sistema Andréu Liedtkeu.

Izjava o financiranju

Financiranje te študije je bilo zagotovljeno z intramuralnimi nepovratnimi sredstvi Univerzitetne bolnišnice univerze Friedrich-Alexander iz Erlangen-Nürnberga in Ministrstva za znanost in kulturo Spodnje Saške. Finančniki niso imeli nobene vloge pri načrtovanju študije, zbiranju in analiziranju podatkov, odločitvi o objavi ali pripravi rokopisa.

Reference

1. Zheng Z, Cohn MJ (2011) Razvojna osnova spolno dimorfnih razmerij. Proc Natl Acad Sci USA 108: 16289 – 16294 [PMC brez članka] [PubMed]
2. Manning JT, Scutt D, Wilson J, Lewis-Jones DI (1998) Razmerje med 2nd in 4. Številčno dolžino: napovedovalec števila semenčic in koncentracij testosterona, luteinizirajočega hormona in estrogena. Hum Reprod 13: 3000 – 3004 [PubMed]
3. Manning JT, Sto PE, Flanagan BF (2002) Razmerje 2nd in 4.številčne dolžine: posrednik proaktivacijske aktivnosti gena za androgene receptorje? Med hipotezami 59:: 334 – 336. S0306987702001810 [pii]. [PubMed]
4. Hönekopp J, Watson S (2010) Metaanaliza številskega razmerja 2D: 4D kaže večjo spolno razliko v desni roki. Am J Hum Biol 22: 619 – 63010.1002 / ajhb.21054 []. [PubMed]
5. Lenz B, Müller CP, Stoessel C, Sperling W, Biermann T in sod. (2012) Aktivnost spolnih hormonov pri odvisnosti od alkohola: vključevanje organizacijskih in aktivacijskih učinkov. Prog Neurobiol 96: 136 – 163 [PubMed]
6. Hönekopp J (2012) Številčno število 2D: 4D glede na motnje avtističnega spektra, empatijo in sistematizacijo: kvantitativni pregled. Avtizem Res 5: 221 – 23010.1002 / aur.1230 []. [PubMed]
7. Teatero ML, Netley C (2013) Kritičen pregled raziskave ekstremne teorije moških možganov in številskega razmerja (2D4D). J Avtizem Dev Nesklad. 10.1007 / s10803-013-1819-6 []. [PubMed]
8. Stevenson JC, Everson PM, Williams DC, Hipskind G, Grimes M in sod. (2007) Simptomi pomanjkanja pozornosti / hiperaktivnosti (ADHD) in številčna razmerja v študijskem vzorcu. Am J Hum Biol 19: 41 – 5010.1002 / ajhb.20571 []. [PubMed]
9. Martel MM, Gobrogge KL, Breedlove SM, Nigg JT (2008) Maskulinizirana razmerja dolžine prstov pri dečkih, ne pa deklet, so povezana z motnjo pomanjkanja pozornosti / hiperaktivnosti. Behav Neurosci 122: 273 – 2812008-03769-003 [pii]; 10.1037 / 0735-7044.122.2.273 []. [PMC brez članka] [PubMed]
10. Hönekopp J, Schuster M (2010) Metaanaliza na 2D: 4D in atletske spretnosti: bistveni odnosi, noben pa ne napoveduje drugega. Pers Individual Dif 48: 4 – 10
11. Hönekopp J, Manning T, Müller C (2006) Številčno število (2D: 4D) in telesna pripravljenost pri moških in ženskah: Dokazi o učinkih prenatalnih androgenov na spolno izbrane lastnosti. Horm Behav 49: 545 – 549 [PubMed]
12. Chai XJ, Jacobs LF (2012) Številčno razmerje napoveduje občutek smeri pri ženskah. PLOS ONE 7: e3281610.1371 / journal.pone.0032816 []; PONE-D-11-11328 [pii]. [PMC brez članka] [PubMed]
13. Postavlja DA, McDaniel MA, Jordan CL, Breedlove SM (2008) Prostorska sposobnost in prenatalni androgeni: Metaanalize prirojene hiperplazije nadledvične hiperplazije in števčnega razmerja (2D: 4D). Arch Sex Behav 37: 100 – 111 [PMC brez članka] [PubMed]
14. Peters M, Manning JT, Reimers S (2007) Učinki spola, spolne usmerjenosti in razmerja v številkah (2D: 4D) na uspešnost mentalne rotacije. Arch Sex Behav 36: 251 – 260 [PubMed]
15. Sanders G, Bereczkei T, Csatho A, Manning J (2005) Razmerje med dolžino prsta 2nd in 4th napoveduje prostorsko sposobnost pri moških, ne pa pri ženskah. Cortex 41: 789 – 795 [PubMed]
16. Brañas-Garza P, Rustichini A (2011) Organizacijski učinki testosterona in ekonomsko vedenje: ne le tveganje. PLOS ONE 6: e2984210.1371 / journal.pone.0029842 []; PONE-D-11-09556 [pii]. [PMC brez članka] [PubMed]
17. Brookes H, Neave N, Hamilton C, Fink B (2007) Številčno število (2D: 4D) in lateralizacija za numerično količinsko določitev. J Posamezne razlike 28: 55 – 63
18. Kempel P, Gohlke B, Klempau J, Zinsberger P, Reuter M et al. (2005) Dolžina druge do četrte številke, testosteron in prostorska sposobnost. Intelligence 33: 215 – 230
19. Luxen MF, Buunk BP (2005) Razmerje od druge do četrte številke, povezano z verbalno in številčno inteligenco in velikim petorjem. Pers Individual Dif 39: 959 – 966
20. Millet K, Dewitte S (2006) Razmerje od druge do četrte številke in vedenje sodelovanja. Biol Psychol 71: 111 – 115 [PubMed]
21. Millet K, Dewitte S (2009) Prisotnost napadalnih nakaznic obrne razmerje med številskim razmerjem (2D: 4D) in prosocialnim vedenjem v diktatorski igri. Br J Psychol 100: 151 – 162300676 [pii]; 10.1348 / 000712608X324359 []. [PubMed]
22. Hönekopp J, Voracek M, Manning JT (2006) 2nd-4-mestno razmerje (2D: 4D) in število spolnih partnerjev: dokazi za učinke prenatalnega testosterona pri moških. Psihoneuroendokrinologija 31: 30 – 37 [PubMed]
23. Manning JT, Fink B (2008) Razmerje številk (2D: 4D), prevlada, reproduktivni uspeh, asimetrija in socioseksualnost v BBC Internet Študiji. Am J Hum Biol 20: 451 – 46110.1002 / ajhb.20767 []. [PubMed]
24. Hönekopp J, Bartholdt L, Beier L, Liebert A (2007) Razmerje dolžine druge do četrte številke (2D: 4D) in ravni spolnih hormonov pri odraslih: Novi podatki in metaanalitični pregled. Psychoneuroendocrinology 32: 313 – 321S0306-4530 (07) 00035-2 [pii]; 10.1016 / j.psyneuen.2007.01.007 []. [PubMed]
25. Breedlove SM (2010) Mini pregled: Organizacijska hipoteza: primeri prstnih odtisov. Endokrinologija 151: 4116 – 4122en.2010-0041 [pii]; 10.1210 / en.2010-0041 []. [PMC brez članka] [PubMed]
26. Kornhuber J, Erhard G, Lenz B, Kraus T, Sperling W in sod. (2011) Nizkomestno razmerje 2D: 4D pri bolnikih, odvisnih od alkohola. PLOS ONE 6: e1933210.1371 / journal.pone.0019332 []. [PMC brez članka] [PubMed]
27. Jackson CP, Matthews G (1988) Napoved običajne uporabe alkohola zaradi pričakovanih pričakovanih vrednosti alkohola in osebnosti. Alkohol Alkohol 23: 305 – 314 [PubMed]
28. Lex BW (1991) Nekaj ​​razlik med spoloma pri uporabnikih alkohola in polisociantov. Zdravstveni psihohol 10: 121 – 132 [PubMed]
29. Rehbein F, Kleimann M, Mößle T (2010) Razširjenost in dejavniki tveganja odvisnosti od video iger v adolescenci: Rezultati nemške nacionalne raziskave. Cyberpsychol Behav Social Networking 13: 269 – 277 [PubMed]
30. Rehbein F, Mößle T, Arnaud N, Rumpf HJ (2013) [Videoigre in zasvojenost z internetom: Trenutno stanje raziskav]. Nervenarzt 84: 569 – 57510.1007 / s00115-012-3721-4 []. [PubMed]
31. Wenzel HG, Bakken IJ, Johansson A, Götestam KG, Oren A (2009) Prekomerno igranje računalniške igre med norveškimi odraslimi: samoporočanje o posledicah igranja in povezanosti s težavami v duševnem zdravju. Psychol Rep 105: 1237 – 1247 [PubMed]
32. Wölfling K, Thalemann R, Grüsser-Sinopoli SM (2008) Computerspielsucht: Ein psychpathologischer Symptomkomplex im Jugendalter. Psychiatr Prax 35: 226 – 232 [PubMed]
33. Lin SSJ, Tsai CC (2013) Iskanje občutkov in internetna odvisnost tajvanskih mladostnikov iz interneta. Računanje človeškega vedenja 18: 411 – 426
34. Weinstein A, Weizman A (2012) Pojavna povezava med zasvojenostjo z igranjem in motnjo pozornosti / hiperaktivnosti. Povzetek psihiatrije Curr 14: 590 – 59710.1007 / s11920-012-0311-x []. [PubMed]
35. Hahn A, Jeruzalem M (2001) Internetsucht: Zanesljivo in veljavno na spletu Forschung. V: Theobald A, Dreyer M, Starsetzki T, uredniki. Handbuch zur Online-Marktforschung. Beiträg aus Wissenschaft und Praxis. Wiesbaden: Babler. strani 211 – 234.
36. Hahn A, Jeruzalem M (2010) Die Internetsuchtskala (ISS): Psychometrische Eigenschaften und Validität. V: Mücken D, Teske A, Rehbein F, Te Wildt B, uredniki. Prävention, Diagnostik in Therapie von Computerspielabhängigkeit. Lengerich: Založba Pabst Science. strani 185 – 204.
37. Rehbein F, Mößle T, Jukschat N, Zenses EM (2011) Zur psychosozialen Belastung exzessiver und abhängiger Computerspieler im Jugend- und Erwachsenenalter. Takšnarapija 12: 64 – 71
38. Franke GH (2000) Kratek popis simptomov LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - nemška različica. Göttingen: Beltz Test GmbH.
39. Schmidt A, Petermann F (2010) ADHS-E ADHS Pregledi für Erwachsene. München: Pearson-Verlag.
40. Bailey AA, Hurd PL (2005) Razmerje dolžine prstov (2D: 4D) korelira s fizično agresijo pri moških, ne pa pri ženskah. Biol Psychol 68: 215 – 222 [PubMed]
41. Clarkson DB, Fan Y, Joe H (1993) Opomba k algoritmu 643: FEXACT: Algoritem za izvajanje natančnega Fisherjevega besedila v rxc tabele v primeru izrednih razmer Transakcije ACM na matematični programski opremi 19: 484 – 488
42. Mehta CR, Patel NR (1986) Algoritmi 643. FEXACT: fortran podprogram za Fisherjev natančen test na neurejenem r * c tabele v primeru izrednih razmer Transakcije ACM na matematični programski opremi 12: 154 – 161
43. Müller R, Büttner P (1994) Kritična razprava o koeficientih korelacije znotraj razreda. Stat Med 13: 2465 – 2476 [PubMed]
44. Strobl C, Malley J, Tutz G (2009) Uvod v rekurzivno razdelitev: utemeljitev, uporaba in značilnosti klasifikacijskih in regresijskih dreves, sečnje in naključnih gozdov. Psiholske metode 14: 323 – 3482009-22665-002 [pii]; 10.1037 / a0016973 []. [PMC brez članka] [PubMed]
45. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2006) Nepristransko rekurzivno particijo: pogojni okvirni sklep. J Računalniški grafični stat 15: 651e674
46. Strasser H, Weber C (1999) O asimptotični teoriji statistike permutacije. Matematične metode statistike 8: 220e250
47. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2010) stranka: Laboratorij za rekurzivno partijanje. Na voljo: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.168.2941&rep=rep1&type=pdf Dostopno do 2013 okt 5.
48. Hothorn T, Hornik K, Strobl C, Zeileis A (2013) Laboratorij za rekurzivno particijo. Na voljo: http://cran.r-project.org/web/packages/party/party.pdf Dostopno do 2013 okt 5.
49. Indeks Youden WJ (1950) za ocenjevalne diagnostične teste. Rak 3: 32 – 35 [PubMed]
50. Hanley JA, McNeil BJ (1982) Pomen in uporaba območja pod krivuljo delovanja sprejemnika (ROC). Radiologija 143: 29 – 36 [PubMed]
51. Cohen J (1988) Statistična analiza moči za vedenjske vede (Vol. 2). Hillsdale, New York: Erlbaum.
52. Malas MA, Dogan S, Evcil EH, Desdicioglu K (2006) Plodni razvoj roke, števk in števk (2D: 4D). Zgodnji Hum Dev 82: 469 – 475 [PubMed]
53. Lombardo MV, Ashwin E, Auyeung B, Chakrabarti B, Lai MC in sod. (2012) Vplivi testosterona na plod na sistem nagrajevanja in vedenjski pristop pri ljudeh. Biolinska psihiatrija 72: 839 – 847S0006-3223 (12) 00499-4 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2012.05.027 []. [PMC brez članka] [PubMed]
54. Chapman E, Baron-Cohen S, Auyeung B, Knickmeyer R, Taylor K, et al. (2006) Fetalni testosteron in empatija: dokazi iz količnika empatije (EQ) in testa "branja misli v očeh". Soc Neurosci 1: 135–148759346795 [pii]; 10.1080 / 17470910600992239 []. [PubMed]
55. Von Horn A, Bäckman L, Davidsson T, Hansen S (2010) Empathizing, sistematizacija in razmerje dolžine prstov v švedskem vzorcu. Scand J Psychol 51: 31 – 37SJOP725 [pii]; 10.1111 / j.1467-9450.2009.00725.x []. [PubMed]
56. De Neys W, Hopfensitz A, Bonnefon JF (2013) Nizko razmerje med drugo in četrto številko napoveduje neločljiv družbeni sum, ne pa tudi izboljšanja zaznavanja zanesljivosti. Biol Lett 9: 20130037rsbl.2013.0037 [pii]; 10.1098 / rsbl.2013.0037 []. [PMC brez članka] [PubMed]
57. Brosnan M, Gallop V, Iftikhar N, Keogh E (2011) Številčno število (2D: 4D), uspešnost računalništva in računalniške tesnobe. Pers Individual Dif 51: 371 – 375
58. Kuss DJ, MD Griffiths (2012) Odvisnost od interneta in iger: sistematičen pregled literature o študijah neuroimging. Brain Sci 2: 347 – 374
59. Hewig J, Kretschmer N, Trippe RH, Hecht H, Coles MG in sod. (2010) Preobčutljivost za nagrajevanje pri problematičnih igralcih. Biolinska psihiatrija 67: 781 – 783S0006-3223 (09) 01346-8 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2009.11.009 []. [PubMed]
60. Kim SH, Baik SH, Park CS, Kim SJ, Choi SW in dr. (2011) Zmanjšani receptorji D2 za strijatalne dopamine pri ljudeh z odvisnostjo od interneta. NeuroReport 22: 407 – 41110.1097 / WNR.0b013e328346e16e []. [PubMed]
61. Hou H, Jia S, Hu S, Fan R, Sun W et al. (2012) Zmanjšani strijatalni prenašalci dopamina pri ljudeh z motnjo zasvojenosti z internetom. J Biomed Biotechnol 2012: 85452410.1155 / 2012 / 854524 []. [PMC brez članka] [PubMed]
62. Kim KS, Kim KH (2010) [Napovedni model zasvojenosti z internetnimi igrami pri mladostnikih: z uporabo analize odločitvenega drevesa]. J Korejski Acad Nurs 40: 378 – 388201006378 [pii]; 10.4040 / jkan.2010.40.3.378 []. [PubMed]
63. Mößle T, Rehbein F (2013) Napovedovalci problematične uporabe video iger v otroštvu in mladostništvu. Tako 59: 153 – 164
64. Hussain Z, Griffiths MD, Baguley T (2011) Spletna odvisnost od iger na srečo: razvrstitev, napovedovanje in z njimi povezani dejavniki tveganja. Teorija odvisnosti 20: 1 – 13
65. Ko CH, Yen JY, Chen CS, Yeh YC, Yen CF (2009) Napovedne vrednosti psihiatričnih simptomov pri zasvojenosti z internetom pri mladostnikih: prospektivna študija v obdobju 2. Arch Pediatr Adolesc Med 163: 937 – 943163 / 10 / 937 [pii]; 10.1001 / archpediatrics.2009.159 []. [PubMed]
66. Rehbein F, Baier D (2013) Petletna longitudinalna študija, ki preučuje družinske, medijske in šolske dejavnike tveganja odvisnosti od video iger. J Media psihologija 25: 118 – 128
67. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, et al. (2011) Patološka uporaba video iger med mladino: dvoletna longitudinalna študija. Pediatrija 127: e319 – e329peds.2010-1353 [pii]; 10.1542 / peds.2010-1353 []. [PubMed]
68. Manning JT (2010) Razmerje številk (2D: 4D), spolne razlike, alometrija in dolžina prstov pri starostnikih 12-30: Dokazi iz internetne študije British Broadcasting Corporation (BBC). Am J Hum Biol 22: 604 – 60810.1002 / ajhb.21051 []. [PubMed]
69. Brañas-Garza P, Kovárík J, Neyse L (2013) Razmerje od druge do četrte številke ima monotonski vpliv na altruizem. PLOS ONE 8: e6041910.1371 / journal.pone.0060419 []; PONE-D-12-32101 [pii]. [PMC brez članka] [PubMed]
70. Bowman AW (2006) Primerjava neparametričnih površin. Statistično modeliranje 6: 279 – 299
71. Bowman AW, Azzalini A (1997) uporabljene tehnike glajenja za analizo podatkov: pristop jedra z ilustracijami S-Plus. Oxford: Oxford University Press.
72. Kerridge BT, Saha TD, Gmel G, Rehm J (2013) Taksometrična analiza motenj uporabe alkohola DSM-IV in DSM-5. Alkohol drog odvisen od 129: 60 – 69S0376-8716 (12) 00374-2 [pii]; 10.1016 / j.drugalcdep.2012.09.010 []. [PubMed]