Vlerat e ulëta të 2D: 4D janë të lidhura me varësinë e lojërave video (2013)

PLoS Një. 2013 Nov 13;8(11):e79539.

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

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

Abstrakt

Sinjalizimi i varur nga androgeni rregullon rritjen e gishtave në dorën e njeriut gjatë embriogenezës. Një ngarkesë e lartë androgjen rezulton në vlerat e raportit 2D: 4D (shifra e dytë në shifrën e katërt). Ekspozimi i androgjenit para lindjes gjithashtu ndikon në zhvillimin e trurit. 2D: Vlerat 4D zakonisht janë më të ulëta tek meshkujt dhe konsiderohen si një proxy për organizimin e trurit të meshkujve. Këtu, ne quantified gaming gaming sjellje në meshkujt e rinj. Ne gjetëm vlerat më të ulëta të 2D: 4D në lëndët që u klasifikuan sipas CSAS-II si sjellje në rrezik / të varur (n = 27) në krahasim me individët me sjellje të padëshirueshme të lojrave video (n = 27). Kështu, ekspozimi prenatal androgjen dhe një organizëm truri hiper-mashkull, siç përfaqësohen nga vlerat e ulëta të 2D: 4D, lidhen me sjelljen problematike të lojrave video. Këto rezultate mund të përdoren për të përmirësuar diagnozën, parashikimin dhe parandalimin e varësisë nga lojëra video.

Prezantimi

Një ngarkesë e lartë e androgjenit para lindjes, e shkaktuar nga nivelet e rritura të hormoneve ose nga rrugët më të ndjeshme të transduksioneve të androgjenit, rezulton në një shifër më të gjatë të katërt (4D) në krahasim me shifrën e dytë (2D) në dorën e njeriut të rritur [1]. Prandaj, vlerat 2D: 4D konsiderohen të jenë seksualisht dimorfike, me vlera zakonisht më të ulëta në meshkuj krahasuar me femrat [2]-[4]. Përveç kësaj, ngarkesa e androgjenit para lindjes ka një efekt organizues në strukturën dhe funksionin e trurit [5]. Si rezultat, vlerat 2D: 4D lidhen me një gamë të gjerë të fenotipeve mashkullore / femërore të sjelljes. Vlerat e ulëta të 2D: 4D lidhen, për shembull, me karakteristika autistike [6], [7]; çrregullimi i vëmendjes së deficitit të hiperaktivitetit (ADHD) [8], [9]; performanca atletike [10], [11]; aftësitë hapësinore [12]-[15]; arsyetim abstrakt [16]; aftësi numerike [17]-[19]; bashkëpunimit, sjelljes pro-sociale dhe drejtësisë [20], [21]; numri i partnerëve seksual gjatë jetës [22]; dhe suksesi riprodhues [23]. Provat që lidhin ngarkesën e androgjenit para lindjes me vlerat e ulëta 2D: 4D dhe tiparet e sjelljes janë shqyrtuar kohët e fundit [24], [25].

Ne kemi treguar më parë vlerat më të ulëta të 2D: 4D në pacientët me varësi të alkoolit [26], një çrregullim i varësisë që lidhet me substancën me një prevalencë më të lartë në meshkuj sesa femra [27], [28]. Në këtë studim, synonim të analizonim nëse vlerat e ulëta 2D: 4D janë gjithashtu të lidhura me sjelljen e lojrave të varësisë video, e cila është një sjellje e varësisë jo-substanciale. Sjellja e rëndë e lojërave ndodh shumë më shpesh në meshkuj krahasuar me femrat [29]-[32] dhe është e lidhur me kërkimin e ndjesisë [33] dhe ADHD [34]. Lojrat video patologjike mund të shihen si një sjellje hiper-mashkullore. Prandaj, ne hypothesized se meshkujt me sjellje patologjike video gaming mund të ketë qenë prenatally ekspozuar ndaj një ngarkesë më të lartë androgen, siç tregohet nga vlerat e tyre më të ulët 2D: 4D.

Metodat

Ky studim është pjesë e projektit të Finger-Length in Psychiatry (FLIP) të Departamentit të Psikiatrisë dhe Psikoterapisë Erlangen si dhe modulit të studimit gjatësor të intervistës të projektit "Varësia në Internet dhe Video Lojë - Diagnostikimi, epidemiologjia, etiopatogjeneza, trajtimi dhe parandalimin "e Institutit të Kërkimeve Kriminologjike të Saksonisë së Poshtme. Projekti FLIP u realizua si një shtesë në rastin e dytë të matjes (t2) të studimit të intervistës gjatësore. Ky hetim është kryer sipas parimeve të shprehura në Deklaratën e Helsinkit. Studimi u miratua nga komiteti i etikës lokale (Komiteti i Etikës i Shoqërisë Psikologjike Gjermane [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Pëlqimi i informuar me shkrim është marrë pasi të japë një përshkrim të plotë të studimit për të gjithë subjektet.

Midis Shkurtit dhe Dhjetorit 2011, 70 subjekte morën pjesë në rastin e parë të matjes (t1) të studimit gjatësor të intervistës (ata fillimisht u zgjodhën nga një total prej 1,092 pjesëmarrësish të ardhshëm të cilët u rekrutuan përmes shkollave, universiteteve, forumeve të internetit, gazetave dhe qendrave të këshillimit) . Parakushtet për pjesëmarrjen në studim në t1: meshkuj, 18-21 vjeç, lojtarë të zakonshëm të videove me ose më shumë se 2.5 orë lojë në ditë ose një shkallë të shtimit të lojërave video (CSAS-II)> 41 [29], Shikoni më poshtë). Nga Marsi 2012 deri në Janar 2013, pjesëmarrësit e 64 mund të intervistoheshin përsëri në follow-up t2 të studimit të intervistës gjatësore. Në këtë rast të matjes, një total i subjekteve të 54 ranë dakord të marrin pjesë shtesë në projektin FLIP. Këto subjekte 54 mund të karakterizohen si më poshtë: 53 Caucasian, 1 Asian. Mosha mesatare në t1 ishte 18.9 vite (SD = 1.1). 24 nga pjesëmarrësit kishin një nivel të lartë arsimor (Abitur ose më të lartë), 24 të tjerë kishin shkollë të mesme (Realschule), 5 raportuan shkollim të mesëm të ulët (Hauptschule) dhe një pa diplomim.

Varësia e lojërave video është vlerësuar duke përdorur CSAS II [29] në t1. CSAS II bazohet në shkallën e varësisë në internet ISS-20 [35], [36], e cila është zgjeruar dhe përshtatur për të vlerësuar varësinë nga videolojërat. CSAS-II përbëhet nga sende 14 (shkalla 4-pikë: 1  = e pasakte të 4  = absolutisht e vertete) dhe mbulon përmasat preokupim / spikatja (Artikujt 4), konflikt (Artikujt 4), humbja e kontrollit (Artikujt 2), simptoma të tërheqjes (Artikujt 2), dhe tolerancë (Artikujt 2). Artikujt e CSAS-II tregojnë vlefshmërinë e fytyrës së lartë dhe instrumenti demonstron vlefshmëri të mirë konvergjente për masat subjektive të vetëvlerësimit të varësisë video të lojës [29], [30]. Përveç kësaj, klasifikimi CSAS-II i varësisë në lojëra video nuk lidhet vetëm me sjelljen e tepruar të lojrave, por gjithashtu identifikon masa të ndryshme të nivelit funksional dhe mirëqenies [29], [30], [37]. Janë përdorur ndërprerjet e mëposhtme diagnostike: 14-34 = jo-problematike, 35-41 = në rrezik të bëhet varur dhe 42-56 = varur.

Sipas klasifikimit CSAS-II, i cili është duke shkuar përtej periudhave të thjeshta të lojrave, pjesëmarrësit e 27 u klasifikuan si lojtarë video të dyshimtë, 17 si në rrezik të bëhej i varur dhe 10 si i varur. Për shkak të numrit të vogël të subjekteve të hetuara, dy grupet "në rrezik të bëheshin të varur" dhe "të varur" u bashkuan për analiza. Kështu, në këtë studim u studiuan dy kategori të CSAS-II (pa probleme në rrezik / të varur) me secilën lëndë të 27.

Problemet psikologjike dhe simptomat e psikopatologjisë u vlerësuan në t1 duke përdorur inventarin e shkurtër të simptomave (BSI) [38]. Ndjeshmëria ndërpersonale e subscales (T = 52.26, SD = 11.81), depresioni (T = 53.98, SD = 11.64), ankthi (T = 54.30, SD = 10.23), dhe armiqësia (T = 52.20, SD  = 11.56) u përdorën si variabla kontrolli në analizat shumë variabile. Për më tepër, simptomatologjia ADHD, e cila gjithashtu u përdor si variabël kontrolli, u vlerësua duke përdorur ADHD-Screening për të rriturit (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Një skaner Flatbed ISISNUMX Avision (Hsinchu, Tajvan) është përdorur për të skanuar duart e pjesëmarrësve në t1000. Për të rritur saktësinë, shenja të vogla janë nxjerrë në rrudhat e bazës së secilit prej indeksit të pjesëmarrësve dhe gishtat e unazave para skanimit. Të dy duart u skanuan në të njëjtën kohë, me pëllëmbë poshtë, në modalitetin e zi-bardhë. Ne kemi përdorur Programin e Manipulimit të Imazhit GNU (GIMP, versioni 2; www.gimp.org) për të matur gjatësinë e indeksit (2D) dhe unazën (4D) nga skanimet e dorës. Kjo teknikë siguron besueshmëri të mirë [40]. Gjatësia totale e shifrës së dytë dhe të katërt të duarve të majtë dhe të djathtë u quantifikua nga mesi i rrudhave basale në majë të gishtit dhe u përcaktua në njësitë e pikselëve duke përdorur mjetin "masë" GIMP. Matjet u kryen nga tre individë të pavarur të cilët ishin të verbër ndaj hipotezës dhe të verbër në kategorinë diagnostikuese. Vlerat mesatare të tre matjeve janë llogaritur për shifrën e dytë dhe të katërt.

Analizat statistikore janë llogaritur duke përdorur IBM SPSS 19 (Armonk, Nju Jork, SHBA) dhe softueri R.

Rezultatet

Dallimet në moshë midis grupeve jo-problematike dhe në rrezik / varësi janë analizuar nga t-test i Studentit; dallimet në nivelin e arsimit me testin e saktë të Fisheës për tavolina të paparashikuara më të mëdha se 2 × 2 [41], [42]. Të dy grupet e CSAS II (unproblematic vs. at risk / addicted) u përputhën mirë në lidhje me moshën (t = 1.544, p = 0.129) dhe niveli arsimor (p = 0.381; Shiko Tabela 1).

Tabela 1 

Mesatarja 2D: Vlera 4D dhe Dr-l në individë me sjellje të padëshirueshme ndaj rrezikut / varësisë së lojrave video.

Besueshmëria e tre matjeve të gishtërinjve është llogaritur për secilin gisht veçmas për dorën e djathtë dhe të majtë duke përdorur koeficientin e korrelacionit të rastësishëm brenda klasës (ICC) [43]. ICCs janë llogaritur gjithashtu për 2D: raportet 4D dhe 2D: 4D-majtas 2D: 4D (Dr-l) vlerat. Besueshmëria e tre rektorëve ishte e lartë për të dyja dorën e djathtë (2D: ICC = 0.995; 4D: 0.995D: ICC = 2); dora e majtë (4D: ICC = 0.944; 2D: ICC = 0.996 ; 4D: 0.994D: ICC = 2), dhe mesatarja aritmetike (4D: 0.937D: ICC = 2). Besueshmëria e vlerave të Dr-l ishte gjithashtu e lartë (ICC = 4).

Devijimi nga shpërndarja normale është testuar me testin Kolmogorov-Smirnov. 2D: 4D (aritmetika do të thotë: Z = 0.931, p = 0.351, dora e majtë: Z = 0.550, p = 0.923, dora e djathtë: Z = 0.913, p = 0.375) dhe Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) vlerat nuk devijuan nga një shpërndarje normale. Vlerat mesatare 2D: 4D dhe Dr – l janë paraqitur në Tabela 1.

Dallimet në 2D: Vlerat 4D dhe Dr-1 në varësi të nivelit arsimor u testuan për grupin problematik dhe në rrezik / varur nga testi Kruskal Wallis. Kalkulohen koeficientët e korrelacionit Pearson. Korrelacioni midis vlerave 2D: 4D për dorën e djathtë dhe të majtë ishte 0.788 (p <0.01). Vlerat 2D: 4D dhe Dr – l nuk ndryshuan ndjeshëm në varësi të nivelit arsimor brenda joproblematikës (mesatarja aritmetike: χ2(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, dora e majtë: χ2(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, dora e djathtë: χ 2(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ2(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) dhe në rrezik / grup i varur (mesatarja aritmetike: χ2(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, dora e majtë: χ2(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, dora e djathtë: χ2(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ2(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Shoqatat midis masave të 2D: 4D (djathtas, djathtas, mesatarja aritmetike, Dr-1) dhe varësia e lojërave video (grupi jo-problematik kundrejt rrezikut / varësisë) u testuan nga një qasje jo-parametrike multivariate bazuar në parimin e rekursiv ndarjen, dmth. pemët e ndarjes me kushte (C-Tree; [44], [45]). Kontrolli për ndjeshmërinë ndërpersonale, depresionin, ankthin, armiqësinë dhe ADHD, të krahasueshme me një regres gradual, parashikuesit jo të rëndësishëm përjashtohen. Duke përdorur algoritmin e C-Tree, hipoteza globale e pavarësisë ndërmjet ndonjë prej variablave të hyrjes dhe variablave të përgjigjes testohet duke përdorur një kuadër për testim permutacioni [46]. Për variablat metrikë, algoritmi C-Tree zbaton një ndarje binare në variablën e përzgjedhur të hyrjes. Për të përcaktuar ndarjen binare "më të mirë", sigurohen disa kritere të ndara (p.sh. "rëndësia Gini", "papastërti i nyjeve" ose "entropia"). Megjithatë, shumica e kritereve të ndarjes nuk janë të zbatueshme për variablat përgjigje korrelated ose variabla përgjigje të matura me formate të ndryshme të shkallës (p.sh., metrikë dhe nominale). Ne për këtë arsye kemi shfrytëzuar kornizën e testimit të permutacionit të përshkruar nga Hothorn et al. [47] (p.6, ekuacioni 3). Meqenëse testet e permutacionit nxjerrin p-vlerat nga shpërndarjet e permutacionit specifik të mostrës në statistikat e testimit, raportohen vetëm vlerat p. Paketa R "partia" (një laborator për ndarjen rekurziv; [47], [48]) është përdorur për këtë analizë.

Në analizat jo-parametrike multivariate, matjet e 2D: 4D (mesatarja aritmetike, dora e majtë, dora e djathtë) ishin të lidhura me varësinë e lojërave të videove (grupi jo-problematik kundrejt rrezikut / varësisë) kur kontrolloni për ndjeshmërinë ndërpersonale, depresionin, ankthin, armiqësinë dhe ADHD: 1. Pjesëmarrësit e studimit me një raport mesatar 2D: 4D më të ulët se 0.966 treguan një rrezik dukshëm më të lartë për të qenë i varur nga video-lojë (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Për dorën e majtë, pjesëmarrësit në studim me një raport 2D: 4D më të ulët se 0.982 treguan një rrezik dukshëm më të lartë për të qenë të varur nga lojërat video (p = 0.013, d = 0.93) 3. Për pjesëmarrësit në studimin e dorës së djathtë me një raport 2D: 4D më të ulët se 0.979 treguan një rrezik dukshëm më të lartë për të qenë të varur nga lojërat video në nivelin e p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Për më tepër, pjesëmarrësit në studim që përveç kësaj rezultuan më të lartë se 60 (rezultati T) në ADHS-E ishin veçanërisht të rrezikuar (p = 0.078, d = 0.69) Asnjë lidhje e rëndësishme nuk u gjet për Dr – 1 (p = 0.127). Shifrat 1a në 1c ilustrojnë rrezikun e varësisë video lojë për 2D mesatare: 4D, si dhe vlerat 2D: 4D majtas dhe djathtas në C-Tree. Pavarësisht nga 2D raportuar: 4D prerë vlerat do të thotë dallime grup në masat e 2D: 4D midis unproblematic dhe në rrezik / addicted mund të vërehet, e cila është ilustruar për mesme 2D: 4D në figura 2 duke përdorur të njëjtën analizë me variablat e varur dhe të pavarur. Së bashku, këto rezultate tregojnë se lojtarë video të rrezikut / varur kanë raport më të vogël 2D: 4D.

Figura 1 

Komplote të pemëve të konkluzioneve të kushtëzuara.
Figura 2 

Komplot pemë me të dhëna të kushtëzuara.

Për të vlerësuar vlerën e raportit 2D: 4D si një provë diagnostikuese për diskriminimin e lojërave të varur / në rrezik të individëve kundrejt kontrolleve me sjellje të padëshirueshme të lojrave, ne kemi përdorur një analizë ROC për të llogaritur vlerat AUC, si dhe ndjeshmërinë dhe specifikat në pikën Youden [49] (pika në kurbën ROC ku shuma e ndjeshmërisë dhe specifikitetit është maksimizuar). Analiza ROC tregon se saktësia diagnostike e raportit 2D: 4D e dorës së majtë është më e lartë (AUC 0.704, ndjeshmëria 0.852, specifika 0.556), e ndjekur nga ajo e dorës së djathtë (AUC 0.639, ndjeshmëria 0.815, specifika 0.481). Sipas Hanley dhe McNeil [50] ne kontrolluam dallimet në AUC të çiftëzuara pa rezultate të rëndësishme (Z = 1.147, p = 0.25).

Diskutim

Ky është hetimi i parë që lidh ekspozimin prenatal të androgjenit me sjelljen e varur të lojrave video. Në këtë studim, kemi gjetur mesatare të ulët 2D: vlerat 4D në subjektet me rrezik dhe sjellje të varur lojrave video. Madhësitë e efektit më të mëdha se d = 0.66 tregojnë një efekt të moderuar në të fortë [51]. Asnjë parashikues tjetër i konsideruar, përveç simptomave të ADHD për llogaritjet e duhura 2D: 4D ishin statistikisht të rëndësishme në analizat joparametrike multivariate. Shoqata e vëzhguar në mes të lojrave video në rrezik / varur dhe vlerave të ulëta 2D: 4D mund të interpretohet në disa mënyra. (1) Një vlerë e vogël 2D: 4D nxit drejtpërsëdrejti sjelljen e varësisë lojrash; megjithatë, në literaturë nuk ka dëshmi për të mbështetur këtë mundësi. (2) Sjellja e varur lojrash nxit drejtpërdrejt vlerat e ulëta 2D: 4D. Megjithatë, kjo mundësi nuk ka gjasa, sepse studimet e mëparshme kanë provuar se vlerat 2D: 4D mbeten të vazhdueshme gjatë gjithë jetës pas lindjes [52]. (3) Një mekanizëm i përbashkët është përgjegjës për të dy vlerat e ulëta 2D: 4D dhe sjelljen e varur të lojrave. Bazuar në të dhënat ekzistuese, një faktor i tillë jep shpjegimin më të mundshëm. Rezultatet e llogaritjeve të 2D: 4D C-tree me një fuqi shpjeguese shtesë të simptomave të ADHD gjithashtu mbështesin këtë shpjegim. Lojrat e varur janë më të shpeshta tek meshkujt [29]-[32] dhe është e lidhur me ADHD [34] dhe kërkimi i ndjesisë [33]. Të gjitha këto karakteristika kanë qenë më parë të lidhura me vlerat e ulëta 2D: 4D. Një arsye e zakonshme për këto shoqata duket të jetë një ngarkesë e lartë androgen gjatë shtatzënisë.

Kuptimi i rrugëve që çojnë nga shtimi i testosteronit para lindjes në varësinë e lojërave do të jetë vendimtar për përcaktimin e politikave potenciale që synojnë varësinë e lojërave video. Testosteroni prenatal mund të sjellë sjellje varësie përmes disa kanaleve përfshirë këtu: (1) Bollëku i testosteronit para lindjes modulon sistemin e shpërblimit mesolimbik [53] duke ndikuar potencialisht në sjelljen e varur të lojrave në të rriturit. (2) Rregullat specifike të botës kibernetike në krahasim me botën e vërtetë mund të kompensojnë kufizimet në aftësitë e ndërveprimit shoqëror të shkaktuara nga ngarkesa e lartë e testosteronit para lindjes. Nivelet e larta të testosteronit të fetusit janë treguar të reduktojnë ndjeshmërinë dhe aftësinë për të dekoduar shprehjen emocionale të fytyrës, dmth. Të kuptojnë se çfarë mendojnë dhe ndjehen të tjerët [54]. Në përputhje me këtë, vlerat më të ulëta 2D: 4D ishin të lidhura me ndjeshmërinë e reduktuar në meshkuj [55]. Për më tepër, një 2D: 4D më i vogël lidhet me dyshime më të padiskutueshme sociale [56]. Kështu, testosteroni i lartë prenatal mund të shkaktojë probleme ndërpersonale dhe izolim social dhe, në këtë mënyrë, sjell sjellje patologjike të lojrave video si një strategji përballuese. (3) Ka të ngjarë që aftësitë që lehtësojnë ose pengojnë përdorimin e kompjuterit e modulojnë rrezikun e një personi për zhvillimin e varësisë në lojëra video. Kështu, rezultatet tona përputhen me gjetjet e mëparshme që lidhin 2D: 4D me aftësi të programimit të lidhura me Java dhe me vlera të larta 2D: 4D me ankth të lidhur me kompjuterin [57].

Më parë, kemi gjetur vlera të ulëta 2D: 4D në individë me varësi alkooli [26], një çrregullim i varësisë në lidhje me substancën. Vlen të përmendet se vlerat e ulëta të 2D: 4D ndodhin edhe tek individët me një varësi video të lojrave, e cila është një çrregullim që nuk lidhet me substancën që është më e përhapur tek meshkujt sesa femrat. Ky rezultat nënvizon ngjashmërinë midis varësisë në lidhje me substancën dhe varësisë së lojrave në internet [58]. Sipas DSM-5, çrregullimi i lojrave në internet është përfshirë në shtojcën si subjekt për kërkime të mëtejshme. Literatura sugjeron një bazë biologjike të kompjuterit dhe varësisë së lojrave në internet [59]-[61]. Rezultatet e paraqitura këtu ofrojnë dëshmi të mëtejshme për një bazë biologjike të varësisë së lojërave të internetit dhe, kështu, ofrojnë një argument për klasifikimin e tij si një çrregullim varësie.

Shumë fenomene kanë qenë të lidhura me vlerat e ulëta të 2D: 4D, shumica e të cilave janë në përputhje me hipotezën e trurit të hiper-mashkullit. Kështu, vlerat e ulëta të 2D: 4D mund të konsiderohen si një proxy e endofenotipit "organizimi i trurit të hiper-mashkullit". Sidoqoftë, efekti i saktë i një ngarkese të lartë androgjen prenatal në jetën e një individi dhe në sjelljen e ardhshme të të rriturve të atij individi duhet gjithashtu të varet nga variablat dhe ndikimet shtesë. Fenotipi specifik i sjelljes që evoluon si rezultat i organizimit të trurit hiper-mashkull varet nga një numër faktorësh gjenetik dhe mjedisor që përjetohen gjatë jetës së individit. Prandaj, prania e vlerave të ulëta 2D: 4D nuk sugjeron një diagnozë specifike ose prognozë për asnjë individ të vetëm. Megjithatë, njohuritë e vlerave 2D: 4D mund të ndihmojnë në përmirësimin e diagnozës dhe prognozës së një individi të lidhur me sjelljet dhe çrregullimet e ndryshme problematike kur përdoren në kombinim me shënjuesit e tjerë.

Këto rezultate mund të kenë implikime të rëndësishme për diagnozën, parandalimin dhe pasojat e lojërave të varësisë. Një vlerë e vogël 2D: 4D nuk është diagnostikues i lojrave problematike, por ky faktor mund të lehtësojë diagnozën kur përdoret në lidhje me shënuesit e tjerë. Një vlerë e ulët 2D: 4D mund të ndihmojë në identifikimin e individëve të cilët janë në rrezik për zhvillimin e ardhshëm të lojrave problematike dhe, në këtë mënyrë, mund të lehtësojnë parandalimin. Janë bërë disa përpjekje për të parashikuar zhvillimin e varësisë së lojrave në internet në individë [62]-[67]. Një vlerë e ulët 2D: 4D është një shënues tipar i ri; kombinuar me shënjues të tjerë, përdorimi i saj mund të përmirësojë parashikimin e zhvillimit të ardhshëm ose diagnozën aktuale të varësisë së lojrave në internet. Modele të tilla të përmirësuara parashikuese mund të mundësojnë zhvillimin e strategjive efektive parandaluese.

Ne hetuam individë në një interval moshe të ngushtë; Për më tepër, mosha mesatare nuk ndryshonte në mes të dy grupeve. Në studimet e mëparshme, mosha ishte, nëse në të gjitha, vetëm pak lidhje me vlerat 2D: 4D [68]. Prandaj, mosha nuk u konsiderua në analizat jo-parametrike. Veçanërisht, niveli i arsimit nuk ndryshonte në mes të dy grupeve të hulumtuara në këtë studim.

Në analiza të tjera ne gjithashtu kontrolluam për një marrëdhënie jo-monotone të mundshme mes masave të 2D: 4D dhe varësisë video lojë duke përdorur rezultatin sum CSAS-II, pasi kjo është raportuar për shembull për masat e 2D: 4D dhe altruizëm [69]. Analizat e regresionit linear nuk zbuluan ndonjë trend të rëndësishëm linear, kuadratik ose të kombinuar - gjithashtu me transformimin logaritmik të mesatares aritmetike (shih [69]). Për më tepër, këto rezultate u konfirmuan nga analiza jo-parametrike të regresionit [70], [71]. Së bashku këto analiza mbështesin supozimin për të konsideruar varësinë e lojërave video si një konstrukt kategorik me kategori të ndryshme cilësore (problematike ndaj problematikës, dmth. Në rrezik / të varur), siç janë raportuar më parë për varësinë nga alkooli [72].

Koha e kaluar me lojëra video vetëm nuk përcakton varësinë. Për diagnozën "varësia e lojërave video" duhet të plotësohen kritere të mëtejshme: preokupimi, tërheqja, toleranca, humbja e kontrollit dhe përdorimi i vazhdueshëm pavarësisht nga pasojat negative. Një forcë e këtij studimi është përbërja e pjesëmarrësve. Të gjithë pjesëmarrësit kaluan kohë çdo ditë me lojëra video, por vetëm gjysma e pjesëmarrësve kishin kritere plotësuese që përcaktonin se ata ishin në rrezik / varur (siç vlerësohet nga CSAS-II). Rezultatet tona përcaktojnë kështu 2D: 4D si një faktor rreziku që lidhet posaçërisht me varësinë e lojërave video, jo vetëm për lojëra të luajtur video në vetvete.

Duhet të vërehet disa kufizime studimi. Ne kemi përdorur një dizajn monocentrik, kryq seksional, të rastit, i cili lejon zbulimin e shoqatave vetëm, pa marrëdhënje shkakore. Përveç kësaj, ne hetojmë vetëm meshkujt, dhe grupi i mostrës ishte relativisht i vogël. Madhësia e fortë e efektit të 2D: 4D në varësinë e lojrave video ndoshta mundësoi zbulimin e dallimeve të grupeve përkundër numrit relativisht të ulët të subjekteve. Në studimin tonë të mëparshëm, ne gjithashtu gjetëm një madhësi të fortë të efektit në lidhje me 2D: 4D për varësinë nga alkooli [26]. Për shkak të dallimeve të njohura të seksit në sjelljen e varësisë [5], studimet e ardhshme duhet të përfshijnë femrat, duhet të përfshijnë etnia të tjera dhe duhet gjithashtu të përfshijnë një madhësi më të madhe të mostrës.

Mirënjohje

Falënderojmë të gjithë pjesëmarrësit tanë, asistentin tonë studentor Julia Weberling dhe administratorin tonë të IT-së, André Liedtke.

Deklarata e Financimit

Financimi për këtë studim u sigurua nga grante intramurale nga Spitali Universitar i Universitetit Friedrich-Aleksandër të Erlangen-Nuremberg dhe nga Ministria e Shkencës dhe Kulturës e Saksonisë së Ulët. Financuesit nuk kishin rol në hartimin e studimit, grumbullimin dhe analizën e të dhënave, vendimin për botimin, ose përgatitjen e dorëshkrimit.

Referencat

1. Zheng Z, Cohn MJ (2011) Baza zhvillimore e raporteve seksualisht dimorfike shifrore. Proc Natl Acad Sci USA 108: 16289-16294 [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
2. Raporti i 1998nd deri në gjatësinë shifrore 2th: një parashikues i numrave të spermës dhe përqendrimeve të testosteronit, hormonit luteinizues dhe estrogjenit. Manning JT, Scutt D, Wilson J, Lewis-Jones DI (4) Hum Reprod 13: 3000-3004 [PubMed]
3. Manning JT, Bundred PE, Flanagan BF (2002) Raporti i gjatesise 2nd deri 4th shifror: nje proxy per aktivitetin e transaktivimit te gjenit te receptorit androgen? Hipotezat Med 59:: 334-336. S0306987702001810 [pii]. [PubMed]
4. Hönekopp J, Watson S (2010) Meta-analiza e raportit të shifrave 2D: 4D tregon dallim më të madh gjinor në dorën e djathtë. Am J Biol Hum 22: 619-63010.1002 / ajhb.21054 []. [PubMed]
5. Lenz B, Müller CP, Stoessel C, Sperling W, Biermann T, et al. (2012) Aktiviteti i hormoneve seksuale në varësinë nga alkooli: Integrimi i efekteve organizative dhe aktivizuese. Prog Neurobiol 96: 136-163 [PubMed]
6. Hönekopp J (2012) Raporti i shkronjave 2D: 4D në lidhje me çrregullimet e spektrit të autizmit, empathizing dhe sistematizimi: një rishikim sasior. Autizmi Res 5: 221-23010.1002 / aur.1230 []. [PubMed]
7. Teatero ML, Netley C (2013) Një përmbledhje kritike e hulumtimit mbi teorinë ekstreme të trurit të meshkujve dhe raportin e shifrave (2D4D). J Autism Dev Disord. 10.1007 / s10803-013-1819-6 []. [PubMed]
8. Stevenson JC, Everson PM, Williams DC, Hipskind G, Grimes M, et al. (2007) Simptomat e çrregullimit të deficitit / hiperaktivitetit (ADHD) dhe raporteve shifrore në një mostër kolegji. Am J Biol Hum 19: 41-5010.1002 / ajhb.20571 []. [PubMed]
9. Martel MM, Gobrogge KL, Breedlove SM, Nigg JT (2008) Raportet mashkullore të gjinisë mashkullore, por jo vajzat, lidhen me çrregullimin e vëmendjes së deficitit / hiperaktivitetit. Behav Neurosci 122: 273-2812008-03769-003 [X] 10.1037 / 0735-7044.122.2.273 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
10. Hönekopp J, Schuster M (2010) Një meta-analiza mbi 2D: 4D dhe nivelet e atletikës: marrëdhënie substanciale, por asnjëra nga tjetra nuk predikojnë. Pers Individual Dif 48: 4-10
11. Hönekopp J, Manning T, Müller C (2006) Raporti i shkronjave (2D: 4D) dhe palestër fizike në meshkuj dhe femra: Dëshmi për efektet e dherogjeneve prenatale në tipare të përzgjedhur seksualisht. Horm Behav 49: 545-549 [PubMed]
12. Chai XJ, Jacobs LF (2012) Raporti i numrave parashikon ndjenjën e drejtimit te femrat. PLoS ONE 7: e3281610.1371 / journal.pone.0032816 []; PONE-D-11-11328 [pi]. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
13. Përcakton DA, McDaniel MA, Jordan CL, Breedlove SM (2008) Aftësia hapësinore dhe androgjenet prenatale: Meta-analizat e hyperplasia kongjenitale veshkave dhe raportin e shifrave (2D: 4D). Arch Seksi Behav 37: 100-111 [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
14. Peters M, Manning JT, Reimers S (2007) Efektet e seksit, orientimit seksual dhe raportit të shifrave (2D: 4D) në ecurinë mendore të rotacionit. Arch Seksi Behav 36: 251-260 [PubMed]
15. Sanders G, Bereczkei T, Csatho A, Manning J (2005) Raporti i gjatësisë së gishtërinjve 2nd deri 4th parashikon aftësinë hapësinore tek meshkujt, por jo tek gratë. Cortex 41: 789-795 [PubMed]
16. Brañas-Garza P, Rustichini A (2011) Efektet organizative të testosteronit dhe sjelljes ekonomike: jo vetëm marrja e rrezikut. PLoS ONE 6: e2984210.1371 / journal.pone.0029842 []; PONE-D-11-09556 [pi]. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
17. Brookes H, Neave N, Hamilton C, Fink B (2007) Raporti i sinjalit (2D: 4D) dhe lateralizimi për sasiore numerike. J Dallimet Individuale 28: 55-63
18. Kempel P, Gohlke B, Klempau J, Zinsberger P, Reuter M, et al. (2005) Gjatësia e dytë deri tek shifra e katërt, testosteroni dhe aftësia hapësinore. Inteligjenca 33: 215-230
19. Luxen MF, Buunk BP (2005) Raporti i dytë deri në katër shifra në lidhje me inteligjencën verbale dhe numerike dhe Big Five. Pers Individual Dif 39: 959-966
20. Millet K, Dewitte S (2006) Raporti i dytë deri në katër shifra dhe sjellja bashkëpunuese. Biol Psychol 71: 111-115 [PubMed]
21. Millet K, Dewitte S (2009) Prania e indikacioneve të agresionit inverton lidhjen midis raportit të shifrave (2D: 4D) dhe sjelljes prosocial në një lojë diktatori. Br J Psikol 100: 151-162300676 [pii]; 10.1348 / 000712608X324359 []. [PubMed]
22. Hönekopp J, Voracek M, Manning JT (2006) 2nd deri në raportin 4th shifror (2D: 4D) dhe numri i partnerëve të seksit: dëshmi për efektet e testosteronit para lindjes në meshkuj. Psikouroendokrinologjia 31: 30-37 [PubMed]
23. Manning JT, Fink B (2008) Raporti i shkronjave (2D: 4D), dominimi, suksesi riprodhues, asimetria dhe socioseksualiteti në Studimin e Internetit të BBC. Am J Biol Hum 20: 451-46110.1002 / ajhb.20767 []. [PubMed]
24. Hönekopp J, Bartholdt L, Beier L, Liebert A (2007) Raporti i gjatesise se dyte deri ne katrorin e katërt (2D: 4D) dhe nivelet e hormoneve seksuale të rriturve: Të dhëna të reja dhe një rishikim meta-analitik. Psikouroendokrinologjia 32: 313-321S0306-4530 (07) 00035-2 [pii]; 10.1016 / j.psyneuen.2007.01.007 []. [PubMed]
25. Breedlove SM (2010) Minireview: Hipoteza organizative: rastet e gishtit. Endokrinologjia 151: 4116-4122en.2010-0041 [pii]; 10.1210 / en.2010-0041 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
26. Kornhuber J, Erhard G, Lenz B, Kraus T, Sperling W, et al. (2011) Raporti i shifrës së ulët 2D: 4D në pacientët e varur nga alkooli. PLoS ONE 6: e1933210.1371 / journal.pone.0019332 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
27. Jackson CP, Matthews G (1988) Parashikimi i përdorimit të zakonshëm të alkoolit nga pritjet dhe personaliteti i lidhur me alkoolin. Alkooli Alkooli 23: 305-314 [PubMed]
28. Lex BW (1991) Disa dallime gjinore në përdoruesit e alkoolit dhe polysubstance. Shëndeti Psychol 10: 121-132 [PubMed]
29. Rehbein F, Kleimann M, Mößle T (2010) Prevalenca dhe faktorët e rrezikut të varësisë së lojërave video në adoleshencë: Rezultatet e një sondazhi gjerman mbarëkombëtar. Cyberpsychol Behav Rrjeti Social 13: 269-277 [PubMed]
30. Rehbein F, Mößle T, Arnaud N, Rumpf HJ (2013) [Lojë video dhe varësia në internet: Gjendja aktuale e hulumtimit]. Nervenarzt 84: 569-57510.1007 / s00115-012-3721-4 []. [PubMed]
31. Wenzel HG, Bakken IJ, Johansson A, Götestam KG, Oren A (2009) Lojë kompjuterike e tepërt që luan në mesin e të rriturve norvegjeze: pasojat e vetëshpallura të lojës dhe shoqërimit me problemet e shëndetit mendor. Psychol Rep 105: 1237-1247 [PubMed]
32. Wölfling K, Thalemann R, Grüsszer-Sinopoli SM (2008) Kompjuterët e softuerit: Ein psychpathologischer Symptomkomplex im Jugendalter. Psychiatr Prax 35: 226-232 [PubMed]
33. Lin SSJ, Tsai CC (2013) Kërkojnë ndjesinë dhe varësinë e internetit të adoleshentëve të shkollave të mesme në Tajvan. Kompjuteri i Njeriut Behav 18: 411-426
34. Weinstein A, Weizman A (2012) Shoqata emergjente midis lojrave të varësisë dhe çrregullimit të vëmendjes së deficitit / hiperaktivitetit. Curr Psikiatria Rep 14: 590-59710.1007 / s11920-012-0311-x []. [PubMed]
35. Hahn A, Jerusalem M (2001) Interneti: Relacionale dhe Vlefshmëria në Online-Forschung. Në: Theobald A, Dreyer M, Starsetzki T, redaktorët. Handbuch zur Online-Marktforschung. Beiträg aus Wissenschaft und Praxis. Wiesbaden: Babler. f. 211-234.
36. Hahn A, Jerusalem M (2010) Internet Explorer (ISS): Psychometrische Eigenschaften und Validität. Në: Mücken D, Teske A, Rehbein F dhe Te Wildt B, redaktorët. Parandalimi, Diagnostikimi dhe Therapia nga Kompjuterët e Kërkimit. Lengerich: Pabst Shkenca Botues. f. 185-204.
37. Rehbein F, Mösle T, Jukschat N, Zenses EM (2011) Një psikosozial i bazuar në një kompjuter dhe një kompjuter në kompjuterin e tij në Jugend- und Erwachsenenalter. Suchttherapie 12: 64-71
38. Franke GH (2000) Inventari i Shkurtër i Simptomave nga LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - Versioni Deutsche. Göttingen: Beltz Test GmbH.
39. Schmidt A, Petermann F (2010) ADHS-E Analiza ADHS për Erwachsene. München: Pearson-Verlag.
40. Bailey AA, Hurd PL (2005) Raporti i gjatësisë së gjurit (2D: 4D) korrespondon me agresionin fizik në meshkuj, por jo tek gratë. Biol Psychol 68: 215-222 [PubMed]
41. Clarkson DB, Fan Y, Joe H (1993) Një vërejtje mbi algoritmin 643: FEXACT: Një algoritëm për kryerjen e Tekstit Saktë të Fisherit në rxc tavolina të paparashikuara. Transaksionet ACM mbi Software Matematikore 19: 484-488
42. Mehta CR, Patel NR (1986) Algoritmet 643. FEXACT: Një nënrutinë fortran për Fisher's Exact Test në pa rregull r * c tavolina të paparashikuara. Transaksionet ACM mbi Software Matematikore 12: 154-161
43. Müller R, Büttner P (1994) Një diskutim kritik i koeficientëve të korrelacionit intraklass. Stat Med 13: 2465-2476 [PubMed]
44. Strobl C, Malley J, Tutz G (2009) Hyrje në ndarjen rekurzive: arsyetimi, aplikimi dhe karakteristikat e pemëve të klasifikimit dhe regresit, thashethemet dhe pyjet e rastësishme. Metodat psikologjike 14: 323-3482009-22665-002 [pii]; 10.1037 / a0016973 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
45. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2006) Ndarjen e paanshme rekurzive: një kornizë për përcaktimin e kushtëzuar. J Comput Statusi Grafik 15: 651e674
46. Strasser H, Weber C (1999) Në teorinë asymptotike të statistikave të permutacionit. Metodat matematikore të statistikave 8: 220e250
47. Hothorn T, Hornik K, Partia Zeileis A (2010): Një laborator për ndarjen ricorsive. Në dispozicion: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.168.2941&rep=rep1&type=pdf U arrit 2013 Tetor 5.
48. Hothorn T, Hornik K, Strobl C, Zeileis A (2013) Një laborator për ndarjen rekurzive. Në dispozicion: http://cran.r-project.org/web/packages/party/party.pdf U arrit 2013 Tetor 5.
49. Youden WJ (1950) Indeksi për vlerësimin e testeve diagnostikuese. Kancer 3: 32-35 [PubMed]
50. Hanley JA, McNeil BJ (1982) Kuptimi dhe përdorimi i zonës nën një kurbë karakteristike operative të marrësit (ROC). Radiologjia 143: 29-36 [PubMed]
51. Cohen J (1988) Analiza e fuqisë statistikore për shkencat e sjelljes (Vol 2). Hillsdale, Nju Jork: Erlbaum.
52. Malas MA, Dogan S, Evcil EH, Desdicioglu K (2006) Zhvillimi fetar i raportit të duarve, shifrave dhe shifrave (2D: 4D). Hershëm Hum Dev 82: 469-475 [PubMed]
53. Lombardo MV, Ashwin E, Auyeung B, Chakrabarti B, Lai MC, et al. (2012) Efektet e programimit fetal të testosteronit në sistemin e shpërblimit dhe tendencat e sjelljes në njerëz. Psikologjia e Biolimit 72: 839-847S0006-3223 (12) 00499-4 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2012.05.027 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
54. Chapman E, Baron-Cohen S, Auyeung B, Knickmeyer R, Taylor K, et al. (2006) Testosteroni dhe ndjeshmëria fetale: prova nga koeficienti i ndjeshmërisë (EQ) dhe testi "leximi i mendjes në sy". Soc Neurosci 1: 135–148759346795 [pii]; 10.1080 / 17470910600992239 []. [PubMed]
55. Von Horn A, Bäckman L, Davidsson T, Hansen S (2010) Raportimi, sistemimi dhe gjatësia e gishtit në një mostër suedeze. Scand J Psychol 51: 31-37SJOP725 [pi]; 10.1111 / j.1467-9450.2009.00725.x []. [PubMed]
56. De Neys W, Hopfensitz A, Bonnefon JF (2013) Raporti i ulët i dytë deri në katër shifra parashikon dyshime të padiskutueshme sociale, jo përmirësim të zbulimit të besueshmërisë. Biol Lett 9: 20130037rsbl.2013.0037 [pi]; 10.1098 / rsbl.2013.0037 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
57. Brosnan M, Gallop V, Iftikhar N, Keogh E (2011) Raporti i shkronjave (2D: 4D), performanca akademike në shkenca kompjuterike dhe ankthi i lidhur me comupter. Pers Individual Dif 51: 371-375
58. Kuss DJ, Griffiths MD (2012) Varësia e internetit dhe lojrave: një rishikim sistematik i literaturës së studimeve neuroimaging. Shkenca e trurit 2: 347-374
59. Hewig J, Kretschmer N, Trippe RH, Hecht H, Coles MG, et al. (2010) Hypersensitivity ndaj shpërblimit në gamblers problem. Psikologjia e Biolimit 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, et al. (2011) Reduktuar receptorët striatal dopamine D2 në njerëzit me varësinë e internetit. NeuroReport 22: 407-41110.1097 / WNR.0b013e328346e16e []. [PubMed]
61. Hou H, Jia S, Hu S, Fan R, Sun W, et al. (2012) Reduktimi i transporterëve dopamin striatal në njerëzit me çrregullim të varësisë në internet. J Biomed Bioteknologji 2012: 85452410.1155 / 2012 / 854524 []. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
62. Kim KS, Kim KH (2010) [Modeli i parashikimit për varësinë e lojërave në internet në adoleshentët: duke përdorur një analizë të pemës së vendimit]. J Korean Acad Nurs 40: 378-388201006378 [pi]; 10.4040 / jkan.2010.40.3.378 []. [PubMed]
63. Mößle T, Rehbein F (2013) Parashikuesit e përdorimit të lojërave problematike në fëmijëri dhe adoleshencë. Sucht 59: 153-164
64. Hussain Z, Griffiths MD, Baguley T (2011) Varësia e lojrave online: klasifikimi, parashikimi dhe faktorët e lidhur me rrezikun. Teoria e Addict Res 20: 1-13
65. Ko CH, Yen JY, Chen CS, Yeh YC, Yen CF (2009) Vlerat parashikuese të simptomave psikiatrike për varësinë në internet në adoleshentët: një studim i ardhshëm 2-vjeçar. Arch Pediatr Adolesc Med 163: 937-943163 / 10 / 937 [pi]; 10.1001 / archpediatrics.2009.159 []. [PubMed]
66. Rehbein F, Baier D (2013) Një studim pesëvjeçar gjatësor që heton familjen, mediat dhe faktorët e rrezikut të lidhura me shkollën e varësisë nga videolojërat. J Psikologjia e Medias 25: 118-128
67. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, et al. (2011) Përdorimi i lojës video patologjike në mesin e të rinjve: një studim dy-vjeçar gjatësor. Pediatria 127: e319-e329peds.2010-1353 [pii]; 10.1542 / peds.2010-1353 []. [PubMed]
68. Manning JT (2010) Raporti i shkronjave (2D: 4D), dallimet gjinore, alometria dhe gjatësia e gishtit të moshave 12-30-vjeçare: Dëshmi nga studimi në internet i BBC (British Broadcasting Corporation). Am J Biol Hum 22: 604-60810.1002 / ajhb.21051 []. [PubMed]
69. Brañas-Garza P, Kovárík J, Neyse L (2013) Raporti i dytë deri në katër shifra ka një ndikim jo monotonik mbi altruizmin. PLoS ONE 8: e6041910.1371 / journal.pone.0060419 []; PONE-D-12-32101 [pi]. [Artikulli i lirë i PMC] [PubMed]
70. Bowman AW (2006) Krahasimi i sipërfaqeve joparametrike. Modeli statistikor 6: 279-299
71. Bowman AW, Azzalini A (1997) Teknikat Zbutëse të Zbatuara për Analizën e të Dhënave: Qasja Kernel me Ilustrime S-Plus. Oxford: Oxford University Press.
72. Kerridge BT, Saha TD, Gmel G, Rehm J (2013) Analiza tatimometrike e çrregullimeve të përdorimit të alkoolit DSM-IV dhe DSM-5. Alkooli i drogës varet nga 129: 60-69S0376-8716 (12) 00374-2 [pii]; 10.1016 / j.drugalcdep.2012.09.010 []. [PubMed]