Låg 2D: 4D-värden är associerade med missbruk av videospel (2013)

PLoS One. 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

Androgenberoende signalering reglerar tillväxten av fingrarna på den mänskliga handen under embryogenes. En högre androgenbelastning resulterar i lägre 2D:4D (andra siffran till fjärde siffran) värden. Prenatal androgenexponering påverkar också hjärnans utveckling. 2D:4D-värden är vanligtvis lägre hos män och ses som en proxy för manlig hjärnorganisation. Här kvantifierade vi videospelbeteende hos unga män. Vi hittade lägre genomsnittliga 2D:4D-värden hos försökspersoner som enligt CSAS-II klassificerades som riskbeteende/beroendebeteende (n = 27) jämfört med individer med oproblematiskt videospelbeteende (n = 27). Således är prenatal androgenexponering och en hypermanlig hjärnorganisation, som representeras av låga 2D:4D-värden, associerade med problematiskt videospelbeteende. Dessa resultat kan användas för att förbättra diagnosen, förutsägelsen och förebyggandet av videospelsberoende.

Beskrivning

En hög prenatal androgenbelastning, inducerad antingen av förhöjda hormonnivåer eller mer känsliga androgensignaltransduktionsvägar, resulterar i en längre fjärde siffra (4D) i förhållande till den andra siffran (2D) i den vuxna mänskliga handen [1]. Därför anses 2D:4D-värden vara sexuellt dimorfa, med värden vanligtvis lägre hos män jämfört med kvinnor [2]-[4]. Dessutom har den prenatala androgenbelastningen en organiserande effekt på hjärnans struktur och funktion [5]. Som ett resultat är 2D:4D-värden associerade med ett brett spektrum av manliga/kvinnliga beteendefenotyper. Låga 2D:4D-värden associeras till exempel med autistiska drag [6], [7]; Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD) [8], [9]; atletisk prestation [10], [11]; rumsliga förmågor [12]-[15]; abstrakt resonemang [16]; numeriska förmågor [17]-[19]; samarbete, prosocialt beteende och rättvisa [20], [21]; antal livstids sexpartners [22]; och reproduktiv framgång [23]. Bevisen som länkar den prenatala androgenbelastningen med låga 2D:4D-värden och beteendeegenskaper har nyligen granskats [24], [25].

Vi har tidigare visat lägre genomsnittliga 2D:4D-värden hos patienter med alkoholberoende [26], en substansrelaterad beroendesjukdom med en högre prevalens hos män än hos kvinnor [27], [28]. I denna studie syftade vi till att analysera om låga 2D:4D-värden också är associerade med beroendeframkallande videospelbeteende, vilket är ett icke-substansrelaterat beroendebeteende. Svårt spelbeteende förekommer mycket oftare hos män jämfört med kvinnor [29]-[32] och är förknippad med sensationssökande [33] och ADHD [34]. Patologiskt videospel kan ses som ett hypermanligt beteende. Därför antog vi att män med patologiskt videospelbeteende kan ha exponerats prenatalt för en högre androgenbelastning, vilket indikeras av deras lägre 2D:4D-värden.

Metoder

Denna studie är en del av Finger-Length in Psychiatry (FLIP)-projektet vid Erlangen Department of Psychiatry and Psychotherapy samt den longitudinella intervjustudiemodulen i projektet med titeln "Internet and Video Game Addiction - diagnostics, epidemiology, etiopathogenes, treatment and förebyggande” av Kriminologiska forskningsinstitutet i Niedersachsen. FLIP-projektet realiserades som ett tillägg vid det andra mättillfället (t2) i den longitudinella intervjustudien. Denna utredning har genomförts enligt de principer som uttrycks i Helsingforsdeklarationen. Studien godkändes av den lokala etiska kommittén (Ethics Committee of the German Psychological Society [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Skriftligt informerat samtycke erhölls efter att ha tillhandahållit en fullständig beskrivning av studien till alla försökspersoner.

Mellan februari och december 2011 deltog 70 försökspersoner vid det första mättillfället (t1) i den longitudinella intervjustudien (de valdes ursprungligen bland totalt 1,092 1 potentiella deltagare som rekryterades via skolor, universitet, internetforum, tidningar och rådgivningscenter) . Förutsättningar för studiedeltagande vid t18: manliga, 21-2.5 år gamla, vana videospelare med antingen mer än 41 timmars spelande om dagen eller en Video Game Addition Scale (CSAS-II) poäng > XNUMX [29], se nedan). Från mars 2012 till januari 2013 kunde 64 deltagare intervjuas igen vid t2-uppföljningen av den longitudinella intervjustudien. Vid detta mättillfälle gick totalt 54 försökspersoner med på att ytterligare delta i FLIP-projektet. Dessa 54 ämnen kan karakteriseras enligt följande: 53 kaukasiska, 1 asiatiska. Medelåldern vid t1 var 18.9 år (SD = 1.1). 24 av deltagarna hade en högre utbildningsnivå (Abitur eller högre), ytterligare 24 hade gymnasieutbildning (Realschule), 5 rapporterade gymnasieutbildning (Hauptschule) och en utan examen.

Videospelsberoende utvärderades med hjälp av CSAS II [29] vid t1. CSAS II är baserad på Internet Addiction Scale ISS-20 [35], [36], som har utökats och anpassats för att bedöma videospelsberoende. CSAS-II består av 14 poster (4-gradig skala: 1  = felaktigt till 4  = helt sant) och täcker måtten upptagenhet/saliens (4 artiklar), konflikt (4 artiklar), förlust av kontroll (2 artiklar), abstinenssymptom (2 artiklar), och tolerans (2 artiklar). Objekten i CSAS-II visar hög ansiktsvaliditet, och instrumentet visar god konvergent validitet för subjektiva självutvärderingsmått för videospelsberoende [29], [30]. Dessutom är CSAS-II-klassificeringen av videospelsberoende inte bara förknippad med överdrivet spelbeteende utan identifierar också olika mått på funktionsnivå och välbefinnande [29], [30], [37]. Följande diagnostiska cut-offs används: 14–34 = oproblematiskt, 35–41 = riskerar att bli beroende och 42–56 = beroende.

Enligt CSAS-II-klassificeringen, som går längre än bara speltider, klassificerades 27 deltagare som oproblematiska videospelare, 17 som riskerade att bli beroende och 10 som beroende. På grund av det lilla antalet försökspersoner som undersöktes slogs de två grupperna "risk att bli beroende" och "beroende" samman för analyser. Således undersöktes två CSAS-II-kategorier (oproblematisk vs. i riskzonen/beroende) med vardera 27 försökspersoner i denna studie.

Psykologiska problem och symtom på psykopatologi bedömdes vid t1 med hjälp av Brief Symptom Inventory (BSI) [38]. Delskalan interpersonell känslighet (T = 52.26, SD = 11.81), depression (T = 53.98, SD = 11.64), ångest (T = 54.30, SD = 10.23), och fientlighet (T = 52.20, SD  = 11.56) användes som kontrollvariabler i de multivariata analyserna. Dessutom bedömdes ADHD-symptomatologi, som också användes som kontrollvariabel, med hjälp av ADHD-screening för vuxna (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

En Avision IS1000 flatbäddsskanner (Hsinchu, Taiwan) användes för att skanna deltagarnas händer vid t2. För att öka noggrannheten ritades små märken på de basala vecken av var och en av deltagarnas pek- och ringfingrar före skanningen. Båda händerna skannades samtidigt, med handflatorna nedåt, i svart-vitt läge. Vi använde GNU Image Manipulation Program (GIMP, version 2.8.4; www.gimp.org) för att mäta längden på pekfingret (2D) och ringfingret (4D) från handskanningarna. Denna teknik ger god tillförlitlighet [40]. Den totala längden på den andra och fjärde siffran i vänster och höger hand kvantifierades från mitten av basalvecket till fingertoppen och bestämdes i enheter av pixlar med hjälp av GIMP-verktyget "mått". Mätningarna utfördes av tre oberoende individer som var blinda för hypotesen och blinda för den diagnostiska kategorin. Medelvärden för de tre mätningarna beräknades för den andra och fjärde siffran.

Statistiska analyser beräknades med hjälp av IBM SPSS 19 (Armonk, New York, USA) och programvaran R.

Resultat

Skillnader i ålder mellan de oproblematiska och riskgrupperna/beroendegrupperna analyserades med Elevens t-test; skillnader i utbildningsnivå genom Fishes exakta test för beredskapstabeller större än 2×2 [41], [42]. Båda CSAS II-grupperna (oproblematiska vs. i riskzonen/beroende) var väl matchade med avseende på ålder (t = 1.544, p = 0.129) och utbildningsnivå (p = 0.381; ser Tabell 1).

Tabell 1 

Genomsnittliga 2D:4D- och Dr-l-värden hos individer med oproblematiskt kontra risk-/beroende videospelbeteende.

Tillförlitligheten för de tre mätningarna av fingrarna beräknades för varje finger separat för höger och vänster hand med hjälp av den tvåvägs slumpmässiga intra-klasskorrelationskoefficienten (ICC) [43]. ICCs beräknades också för 2D:4D-förhållanden och höger 2D:4D–vänster 2D:4D (Dr–l) värden. Tillförlitligheten för de tre bedömarna var hög för både höger hand (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D:4D: ICC = 0.944), vänster hand (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994 2D:4D: ICC = 0.937) och det aritmetiska medelvärdet (2D:4D: ICC = 0.961). Tillförlitligheten för Dr–l-värdena var också hög (ICC = 0.764).

Avvikelse från normalfördelning testades med Kolmogorov-Smirnov-testet. 2D:4D (arithmetiskt medelvärde: Z = 0.931, p = 0.351, vänster hand: Z = 0.550, p = 0.923, höger hand: Z = 0.913, p = 0.375) och Dr–l (Z = 1.082, p = 0.193) värden avvek inte från en normalfördelning. Medelvärdena 2D:4D och Dr–l presenteras i Tabell 1.

Skillnader i 2D:4D- och Dr-1-värden beroende på utbildningsnivå testades för den oproblematiska och risk-/beroendegruppen med Kruskal Wallis-testet. Pearson-korrelationskoefficienter beräknades. Korrelationen mellan 2D:4D-värden för höger vs. vänster hand var 0.788 (p < 0.01). 2D:4D och Dr–l-värdena skilde sig inte signifikant beroende på utbildningsnivå inom det oproblematiska (arithmetiskt medelvärde: χ2(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, vänster hand: χ2(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, höger hand: χ 2(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr–1: χ2(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) och riskgrupp/beroendegrupp (arithmetiskt medelvärde: χ2(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, vänster hand: χ2(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, höger hand: χ2(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr–1: χ2(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Samband mellan mått på 2D:4D (vänster hand, höger hand, aritmetiskt medelvärde, Dr–1) och videospelsberoende (oproblematisk kontra riskgrupp/beroendegrupp) testades med ett icke-parametriskt multivariat tillvägagångssätt baserat på principen om rekursiv partitionering, dvs villkorliga slutledningsträd (C-Tree; [44], [45]). Kontroll för interpersonell känslighet, depression, ångest, fientlighet och ADHD, jämförbart med en stegvis regression, icke-signifikanta prediktorer är uteslutna. Med hjälp av C-Tree-algoritmen testas den globala hypotesen om oberoende mellan någon av indatavariablerna och svarsvariabeln med hjälp av ett permutationstestramverk [46]. För metriska variabler implementerar C-Tree-algoritmen en binär uppdelning i den valda indatavariabeln. För att bestämma den "bästa" binära uppdelningen tillhandahålls flera uppdelningskriterier (t.ex. "Gini-viktighet", "nodens orenhet" eller "entropi"). De flesta uppdelningskriterier är dock inte tillämpliga på korrelerade svarsvariabler eller svarsvariabler mätta med olika skalformat (t.ex. metriska och nominella). Vi använde därför permutationstestramverket som beskrivs av Hothorn et al. [47] (s. 6, ekvation 3). Eftersom permutationstester härleder p-värdena från provspecifika permutationsfördelningar av teststatistiken, rapporteras endast p-värden. R-paketets "party" (ett laboratorium för rekursiv partitionering; [47], [48]) användes för denna analys.

I de multivariata icke-parametriska analyserna associerades mått på 2D:4D (arithmetiskt medelvärde, vänster hand, höger hand) med videospelsberoende (oproblematisk kontra riskgrupp/beroendegrupp) vid kontroll av interpersonell känslighet, depression, ångest, fientlighet och ADHD: 1. Studiedeltagare med ett genomsnittligt 2D:4D-förhållande lägre än 0.966 visade en signifikant högre risk att bli beroende av videospel (p = 0.027, d  = 0.71). 2. För vänsterhanden visade studiedeltagare med ett 2D:4D-förhållande lägre än 0.982 en signifikant högre risk att bli beroende av videospel (p = 0.013, d = 0.93). 3. För högerhandsstudien visade deltagare med ett 2D:4D-förhållande lägre än 0.979 en signifikant högre risk att bli videospelsberoende på nivån p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Dessutom var studiedeltagare som dessutom fick högre poäng än 60 (T-poäng) på ADHS-E särskilt utsatta (p = 0.078, d = 0.69). Inget signifikant samband hittades för Dr-1 (p = 0.127). Figurerna la till le illustrera risken för videospelsberoende för de genomsnittliga 2D:4D-värdena, samt de vänstra och högra 2D:4D-värdena i C-Tree. Oberoende av de rapporterade 2D:4D-gränsvärdena kan medelgruppsskillnader i mått på 2D:4D mellan oproblematiska och i riskzonen/beroende observeras, vilket exemplifieras för medelvärde 2D:4D i figur 2 använda samma analys med omvända beroende och oberoende variabler. Tillsammans indikerar dessa resultat att videospelare i riskzonen/beroende har mindre 2D:4D-förhållanden.

Figur 1 

Träplotter för villkorlig inferens.
Figur 2 

Träplot för villkorlig inferens.

För att uppskatta värdet av 2D:4D-förhållandet som ett diagnostiskt test för diskriminering av videospelsberoende/riskindivider jämfört med kontroller med oproblematiskt spelbeteende, använde vi en ROC-analys för att beräkna AUC-värden, såväl som sensitivitet och specificitet vid Youden-punkten [49] (den punkt på ROC-kurvan där summan av sensitivitet och specificitet är maximerad). ROC-analysen visar att den diagnostiska noggrannheten för 2D:4D-förhållandet för vänster hand är högst (AUC 0.704, sensitivitet 0.852, specificitet 0.556), följt av den för höger hand (AUC 0.639, sensitivitet 0.815, specificitet 0.481). Enligt Hanley och McNeil [50] vi kollade efter skillnader i parade AUC utan något signifikant resultat (Z = 1.147, p = 0.25).

Diskussion

Detta är den första undersökningen som kopplar samman prenatal androgenexponering med beroendeframkallande videospelbeteende. I denna studie fann vi låga medelvärden för 2D:4D hos personer med risk och beroende videospelbeteende. Effektstorlekar större än d = 0.66 pekar på en måttlig till stark effekt [51]. Inga andra övervägda prediktorer, förutom symtom på ADHD för de högra 2D:4D-beräkningarna, var statistiskt signifikanta i de multivariata icke-parametriska analyserna. Det observerade sambandet mellan vid risk/beroende videospelande och låga 2D:4D-värden kan tolkas på flera sätt. (1) Ett litet 2D:4D-värde inducerar direkt beroendeframkallande spelbeteende; det finns dock inga bevis i litteraturen som stödjer denna möjlighet. (2) Beroendeframkallande spelbeteende inducerar direkt låga 2D:4D-värden. Denna möjlighet är dock osannolik eftersom tidigare studier har visat att 2D:4D-värden förblir konstanta under hela livet efter födseln [52]. (3) En vanlig mekanism är ansvarig för både låga 2D:4D-värden och beroendeframkallande spelbeteende. Baserat på befintliga data ger en sådan faktor den mest sannolika förklaringen. Resultaten av 2D:4D C-trädberäkningarna med ytterligare förklaringsförmåga för symtom på ADHD stöder också denna förklaring. Spelberoende är vanligare hos män [29]-[32] och är förknippad med ADHD [34] och sensationssökande [33]. Alla dessa funktioner har tidigare kopplats till låga 2D:4D-värden. En vanlig orsak till dessa samband verkar vara en hög androgenbelastning under graviditeten.

Att förstå vägarna som leder från ökat prenatalt testosteron till spelberoende kommer att vara avgörande för att definiera potentiella policyer som riktar sig till videospelsberoende. Prenatalt testosteron kan inducera beroendeframkallande beteende genom flera kanaler inklusive följande: (1) Prenatal testosteronöverflöd modulerar det mesolimbiska belöningssystemet [53] därigenom potentiellt påverka beroendeframkallande spelbeteende hos vuxna. (2) De specifika reglerna för cybervärlden jämfört med den verkliga världen kan kompensera begränsningar i social interaktionsförmåga orsakad av hög prenatal testosteronbelastning. Högre fetala testosteronnivåer har visat sig minska empatin och förmågan att avkoda känslomässiga ansiktsuttryck, det vill säga att förstå vad andra människor tänker och känner [54]. I linje med det var lägre 2D:4D-värden relaterade till minskad empati hos män [55]. Dessutom är en mindre 2D:4D kopplad till mer urskillningslös social misstänksamhet [56]. Således kan högt prenatalt testosteron orsaka interpersonella problem och social isolering och därmed medföra patologiskt videospelbeteende som en copingstrategi. (3) Det är troligt att de förmågor som underlättar eller försvårar datoranvändning modulerar en persons risk att utveckla tv-spelsberoende. Sålunda överensstämmer våra resultat med tidigare fynd som kopplar ihop låg 2D:4D med Java-relaterade programmeringsfärdigheter och höga 2D:4D-värden med datorrelaterad ångest [57].

Tidigare har vi hittat låga genomsnittliga 2D:4D-värden hos individer med alkoholberoende [26], en substansrelaterad beroendestörning. Det är anmärkningsvärt att låga 2D:4D-värden även förekommer hos individer med ett videospelsberoende, vilket är en icke-substansrelaterad beroendesjukdom som är vanligare hos män än hos kvinnor. Detta resultat understryker likheten mellan substansrelaterat missbruk och internetspelberoende [58]. Enligt DSM-5 ingår spelstörning på internet i bilagan som ett ämne för vidare forskning. Litteraturen föreslår en biologisk grund för dator- och internetspelberoende [59]-[61]. Resultaten som presenteras här ger ytterligare bevis för en biologisk grund för spelberoende på internet och ger därför ett argument för dess klassificering som en beroendestörning.

Många fenomen har kopplats till låga 2D:4D-värden, varav de flesta är kompatibla med hypotesen om hypermanlig hjärna. Sålunda kan låga 2D:4D-värden betraktas som en proxy för endofenotypen "hyper-manlig hjärnorganisation". Den exakta effekten av en hög prenatal androgenbelastning på en individs liv och på den individens framtida vuxna beteende måste dock också bero på ytterligare variabler och influenser. Den specifika beteendefenotypen som utvecklas som ett resultat av den hypermanliga hjärnorganisationen beror sannolikt på en myriad av genetiska och miljömässiga faktorer som upplevs under en individs livstid. Därför tyder inte förekomsten av låga 2D:4D-värden på en specifik diagnos eller prognos för någon enskild individ. Men kunskap om 2D:4D-värden kan hjälpa till att förbättra en individs diagnos och prognos förknippade med olika problematiska beteenden och störningar när de används i kombination med andra markörer.

Dessa resultat kan ha viktiga konsekvenser för diagnos, förebyggande och konsekvenser av spelberoende. Enbart ett lågt 2D:4D-värde är inte diagnostiskt för spelberoende, men denna faktor kan underlätta diagnosen när den används i kombination med andra markörer. Ett lågt 2D:4D-värde kan hjälpa till att identifiera individer som är i riskzonen för framtida utveckling av spelberoende och kan därmed underlätta förebyggande. Flera försök har gjorts för att förutsäga utvecklingen av internetspelberoende hos individer [62]-[67]. Ett lågt 2D:4D-värde är en ny egenskapsmarkör; i kombination med andra markörer kan dess användning förbättra förutsägelsen av den framtida utvecklingen eller den nuvarande diagnosen av internetspelberoende. Sådana förbättrade prediktionsmodeller kan möjliggöra utvecklingen av effektiva förebyggande strategier.

Vi undersökte individer i ett snävt åldersintervall; dessutom skilde sig medelåldern inte mellan de två grupperna. I tidigare studier var ålder, om alls, endast marginellt associerad med 2D:4D-värden [68]. Därför beaktades inte ålder i de icke-parametriska analyserna. Noterbart är att utbildningsnivån inte skilde sig mellan de två grupperna som undersöktes i denna studie.

I ytterligare analyser kontrollerade vi också för ett möjligt icke-monotoniskt samband mellan mått på 2D:4D och videospelsberoende med hjälp av CSAS-II summapoängen, eftersom detta har rapporterats till exempel för mått på 2D:4D och altruism [69]. De linjära regressionsanalyserna avslöjade ingen signifikant linjär, kvadratisk eller kombinerad trend – inte heller med logaritmisk transformation av det aritmetiska medelvärdet (se [69]). Dessutom bekräftades dessa resultat av icke-parametriska regressionsanalyser [70], [71]. Tillsammans stödjer dessa analyser antagandet att betrakta videospelsberoende som en kategorisk konstruktion med kvalitativt distinkta kategorier (oproblematisk vs. problematisk, dvs. i riskzonen/beroende), såsom tidigare rapporterats för alkoholberoende [72].

Den tid som spenderas med enbart videospel definierar inte beroende. För diagnosen "videospelsberoende" måste ytterligare kriterier uppfyllas: upptagenhet, abstinens, tolerans, förlust av kontroll och fortsatt användning trots negativa konsekvenser. En styrka med denna studie är sammansättningen av deltagarna. Alla deltagare spenderade lite tid varje dag med videospel, men bara hälften av deltagarna hade ytterligare kriterier som definierade att de var i riskzonen/beroende (som bedömts av CSAS-II). Våra resultat definierar alltså 2D:4D som en riskfaktor specifikt relaterad till videospelsberoende, inte bara till videospelsspel i sig.

Flera studiebegränsningar bör noteras. Vi använde en monocentrisk, tvärsnitts-, fallkontrolldesign, som endast tillåter detektering av associationer, utan orsakssamband. Dessutom undersökte vi endast män, och urvalsgruppen var relativt liten. Den starka effektstorleken av 2D:4D på videospelsberoende möjliggjorde förmodligen upptäckten av gruppskillnader trots det relativt låga antalet försökspersoner. I vår tidigare studie fann vi också en stark effektstorlek relaterad 2D:4D till alkoholberoende [26]. På grund av de välkända könsskillnaderna i beroendeframkallande beteende [5]framtida studier bör inkludera kvinnor, bör inkludera andra etniciteter och bör också inkludera en större urvalsstorlek.

Erkännanden

Vi vill tacka alla våra deltagare, vår studentassistent Julia Weberling och vår IT-systemadministratör André Liedtke.

Finansieringsdeklaration

Finansiering för denna studie gavs av intramurala anslag från universitetssjukhuset vid Friedrich-Alexander-Universitetet i Erlangen-Nürnberg och av ministeriet för vetenskap och kultur i Niedersachsen. Finansiärerna hade ingen roll i studiedesignen, datainsamlingen och analysen, beslutet att publicera eller förberedelsen av manuskriptet.

Referensprojekt

1. Zheng Z, Cohn MJ (2011) Utvecklingsbas för sexuellt dimorfa siffror. Proc Natl Acad Sci USA 108: 16289–16294 [PMC gratis artikel] [PubMed]
2. Manning JT, Scutt D, Wilson J, Lewis-Jones DI (1998) Förhållandet mellan 2:a till 4:e siffrans längd: en prediktor för spermieantal och koncentrationer av testosteron, luteiniserande hormon och östrogen. Hum Reprod 13: 3000–3004 [PubMed]
3. Manning JT, Bundred PE, Flanagan BF (2002) Förhållandet mellan 2:a till 4:e siffran: en proxy för transaktiveringsaktivitet av androgenreceptorgenen? Med Hypotheses 59: : 334–336. S0306987702001810 [pii]. [PubMed]
4. Hönekopp J, Watson S (2010) Metaanalys av sifferförhållande 2D:4D visar större könsskillnad i höger hand. Am J Hum Biol 22: 619–63010.1002/ajhb.21054 []. [PubMed]
5. Lenz B, Müller CP, Stoessel C, Sperling W, Biermann T, et al. (2012) Könshormonaktivitet i alkoholberoende: Integrering av organisatoriska och aktiveringseffekter. Prog Neurobiol 96: 136–163 [PubMed]
6. Hönekopp J (2012) Digit ratio 2D:4D i relation till autismspektrumstörningar, empati och systematisera: en kvantitativ översikt. Autism Res 5: 221–23010.1002/aur.1230 []. [PubMed]
7. Teatero ML, Netley C (2013) En kritisk genomgång av forskningen om den extrema manliga hjärnans teori och siffror (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) Symtom på uppmärksamhetsbrist/hyperaktivitetsstörning (ADHD) och siffror i ett högskoleprov. Am J Hum Biol 19: 41–5010.1002/ajhb.20571 []. [PubMed]
9. Martel MM, Gobrogge KL, Breedlove SM, Nigg JT (2008) Maskuliniserade fingerlängdsförhållanden hos pojkar, men inte flickor, är associerade med uppmärksamhetsstörning/hyperaktivitetsstörning. Behav Neurosci 122: 273–2812008-03769-003 [pii];10.1037/0735-7044.122.2.273 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
10. Hönekopp J, Schuster M (2010) En metaanalys av 2D:4D och atletisk skicklighet: betydande relationer men ingen av dem förutspår den andra. Pers Individ Dif 48: 4–10
11. Hönekopp J, Manning T, Müller C (2006) Digit ratio (2D:4D) och fysisk kondition hos män och kvinnor: Bevis för effekter av prenatala androgener på sexuellt utvalda egenskaper. Horm Behav 49: 545–549 [PubMed]
12. Chai XJ, Jacobs LF (2012) Digit ratio förutsäger riktningskänsla hos kvinnor. PLoS ONE 7: e3281610.1371/journal.pone.0032816 [];PONE-D-11-11328 [pii]. [PMC gratis artikel] [PubMed]
13. Puts DA, McDaniel MA, Jordan CL, Breedlove SM (2008) Rumslig förmåga och prenatala androgener: Metaanalyser av medfödd binjurehyperplasi och sifferförhållande (2D:4D) studier. Arch Sex Behav 37: 100–111 [PMC gratis artikel] [PubMed]
14. Peters M, Manning JT, Reimers S (2007) Effekterna av kön, sexuell läggning och siffror (2D:4D) på mental rotationsprestanda. Arch Sex Behav 36: 251–260 [PubMed]
15. Sanders G, Bereczkei T, Csatho A, Manning J (2005) Förhållandet mellan 2:a och 4:e fingerlängden förutsäger rumslig förmåga hos män men inte hos kvinnor. Cortex 41: 789–795 [PubMed]
16. Brañas-Garza P, Rustichini A (2011) Organiserande effekter av testosteron och ekonomiskt beteende: inte bara risktagande. PLoS ONE 6: e2984210.1371/journal.pone.0029842 [];PONE-D-11-09556 [pii]. [PMC gratis artikel] [PubMed]
17. Brookes H, Neave N, Hamilton C, Fink B (2007) Sifferförhållande (2D:4D) och lateralisering för numerisk kvantifiering. J Individuella skillnader 28: 55–63
18. Kempel P, Gohlke B, Klempau J, Zinsberger P, Reuter M, et al. (2005) Andra till fjärde siffran längd, testosteron och rumslig förmåga. Intelligence 33: 215–230
19. Luxen MF, Buunk BP (2005) Andra-till-fjärde siffra förhållandet relaterat till verbal och numerisk intelligens och de fem stora. Pers Individ Dif 39: 959–966
20. Millet K, Dewitte S (2006) Andra till fjärde siffran förhållandet och samarbetsbeteende. Biol Psychol 71: 111–115 [PubMed]
21. Millet K, Dewitte S (2009) Närvaron av aggressionssignaler inverterar förhållandet mellan siffror (2D:4D) och prosocialt beteende i ett diktatorspel. Br J Psychol 100: 151–162300676 [pii];10.1348/000712608X324359 []. [PubMed]
22. Hönekopp J, Voracek M, Manning JT (2006) 2:a till 4:e siffran (2D:4D) och antal sexpartners: bevis för effekter av prenatalt testosteron hos män. Psychoneuroendocrinology 31: 30–37 [PubMed]
23. Manning JT, Fink B (2008) Sifferförhållande (2D:4D), dominans, reproduktiv framgång, asymmetri och sociosexualitet i BBC Internet Study. Am J Hum Biol 20: 451–46110.1002/ajhb.20767 []. [PubMed]
24. Hönekopp J, Bartholdt L, Beier L, Liebert A (2007) Andra till fjärde siffrans längdförhållande (2D:4D) och könshormonnivåer för vuxna: Nya data och en metaanalytisk översikt. Psychoneuroendocrinology 32: 313–321S0306-4530(07)00035-2 [pii];10.1016/j.psyneuen.2007.01.007 []. [PubMed]
25. Breedlove SM (2010) Minireview: Organisationshypotes: instanser av fingerposten. Endocrinology 151: 4116–4122en.2010-0041 [pii];10.1210/en.2010-0041 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
26. Kornhuber J, Erhard G, Lenz B, Kraus T, Sperling W, et al. (2011) Lågsiffrigt förhållande 2D:4D hos alkoholberoende patienter. PLoS ONE 6: e1933210.1371/journal.pone.0019332 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
27. Jackson CP, Matthews G (1988) Förutsägelsen av vanemässig alkoholanvändning från alkoholrelaterade förväntningar och personlighet. Alcohol Alcohol 23: 305–314 [PubMed]
28. Lex BW (1991) Vissa könsskillnader hos alkohol- och polysubstansbrukare. Health Psychol 10: 121–132 [PubMed]
29. Rehbein F, Kleimann M, Mößle T (2010) Prevalens och riskfaktorer för videospelsberoende i tonåren: Resultat av en tysk rikstäckande undersökning. Cyberpsychol Behav Social Networking 13: 269–277 [PubMed]
30. Rehbein F, Mößle T, Arnaud N, Rumpf HJ (2013) [Videospel och internetberoende: Det aktuella forskningsläget]. Nervenarzt 84: 569–57510.1007/s00115-012-3721-4 []. [PubMed]
31. Wenzel HG, Bakken IJ, Johansson A, Götestam KG, Oren A (2009) Överdriven datorspelande bland norska vuxna: självrapporterade konsekvenser av lek och umgänge med psykiska problem. 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) Sensationssökande och internetberoende hos taiwanesiska gymnasieungdomar. Comput Human Behav 18: 411–426
34. Weinstein A, Weizman A (2012) Framväxande samband mellan beroendeframkallande spelande och uppmärksamhetsstörning/hyperaktivitetsstörning. Curr Psychiatry Rep 14: 590–59710.1007/s11920-012-0311-x []. [PubMed]
35. Hahn A, Jerusalem M (2001) Internetsucht: Reliabilität und Validität in der Online-Forschung. I: Theobald A, Dreyer M, Starsetzki T, redaktörer. Handbuch zur Online-Marktforschung. Beiträg aus Wissenschaft und Praxis. Wiesbaden: Babler. s. 211–234.
36. Hahn A, Jerusalem M (2010) Die Internetsuchtskala (ISS): Psychometrische Eigenschaften und Validität. I: Mücken D, Teske A, Rehbein F, Te Wildt B, redaktörer. Prävention, Diagnostik och Therapie av Computerspielabhängigkeit. Lengerich: Pabst Science Publisher. s. 185–204.
37. Rehbein F, Mößle T, Jukschat N, Zenses EM (2011) Zur psychosozialen Belastung exzessiver und abhängiger Computerspieler im Jugend- und Erwachsenenalter. Suchttherapie 12: 64–71
38. Franke GH (2000) Brief Symptom Inventory von LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) – Deutsche Version. Göttingen: Beltz Test GmbH.
39. Schmidt A, Petermann F (2010) ADHS-E ADHS Screening för Erwachsene. München: Pearson-Verlag.
40. Bailey AA, Hurd PL (2005) Fingerlängdsförhållande (2D:4D) korrelerar med fysisk aggression hos män men inte hos kvinnor. Biol Psychol 68: 215–222 [PubMed]
41. Clarkson DB, Fan Y, Joe H (1993) En anmärkning om algoritm 643: FEXAKT: En algoritm för att utföra Fishers Exact Text i rxc beredskapstabeller. ACM Transactions on Mathematical Software 19: 484–488
42. Mehta CR, Patel NR (1986) Algoritmer 643. FEXAKT: En fortran-subrutin för Fishers Exact Test på oordnat r*c beredskapstabeller. ACM Transactions on Mathematical Software 12: 154–161
43. Müller R, Büttner P (1994) En kritisk diskussion om intraklasskorrelationskoefficienter. Stat Med 13: 2465–2476 [PubMed]
44. Strobl C, Malley J, Tutz G (2009) En introduktion till rekursiv partitionering: logik, tillämpning och egenskaper hos klassificerings- och regressionsträd, säckar och slumpmässiga skogar. Psychol Methods 14: 323–3482009-22665-002 [pii];10.1037/a0016973 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
45. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2006) Opartisk rekursiv partitionering: en ram för villkorlig slutledning. J Comput Graphical Stat 15: 651e674
46. ​​Strasser H, Weber C (1999) Om den asymptotiska teorin om permutationsstatistik. Mathematical Methods of Statistics 8: 220e250
47. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2010) party: A laboratory for rekursive partytioning. Tillgängliga: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.168.2941&rep=rep1&type=pdf Åtkomst till 2013 okt 5.
48. Hothorn T, Hornik K, Strobl C, Zeileis A (2013) Ett laboratorium för rekursiv partitionering. Tillgängliga: http://cran.r-project.org/web/packages/party/party.pdf Åtkomst till 2013 okt 5.
49. Youden WJ (1950) Index för betygsättning av diagnostiska tester. Kräftan 3: 32–35 [PubMed]
50. Hanley JA, McNeil BJ (1982) Betydelsen och användningen av området under en mottagares funktionskarakteristik (ROC) kurva. Radiology 143: 29–36 [PubMed]
51. Cohen J (1988) Statistisk maktanalys för beteendevetenskaperna (Vol. 2). Hillsdale, New York: Erlbaum.
52. Malas MA, Dogan S, Evcil EH, Desdicioglu K (2006) Fosterutveckling av handen, siffror och siffror (2D:4D). Early Hum Dev 82: 469–475 [PubMed]
53. Lombardo MV, Ashwin E, Auyeung B, Chakrabarti B, Lai MC, et al. (2012) Fetal programmeringseffekter av testosteron på belöningssystemet och beteendemässiga tendenser hos människor. Biol Psychiatry 72: 839–847S0006-3223(12)00499-4 [pii];10.1016/j.biopsych.2012.05.027 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
54. Chapman E, Baron-Cohen S, Auyeung B, Knickmeyer R, Taylor K, et al. (2006) Fostertestosteron och empati: bevis från empatikvoten (EQ) och testet "läsa sinnet i ögonen". Soc Neurosci 1: 135–148759346795 [pii];10.1080/17470910600992239 []. [PubMed]
55. Von Horn A, Bäckman L, Davidsson T, Hansen S (2010) Empathizing, systemizing and finger length ratio in a Swedish sample. 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) Lågt andra-till-fjärde siffror förutsäger urskillningslös social misstänksamhet, inte förbättrad tillförlitlighetsdetektering. Biol Lett 9: 20130037rsbl.2013.0037 [pii];10.1098/rsbl.2013.0037 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
57. Brosnan M, Gallop V, Iftikhar N, Keogh E (2011) Digit ratio (2D:4D), akademisk prestation inom datavetenskap och datorrelaterad ångest. Pers Individ Dif 51: 371–375
58. Kuss DJ, Griffiths MD (2012) Internet och spelberoende: en systematisk litteraturgenomgång av neuroimaging studier. Brain Sci 2: 347–374
59. Hewig J, Kretschmer N, Trippe RH, Hecht H, Coles MG, et al. (2010) Överkänslighet mot belöning hos problemspelare. Biol Psychiatry 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) Minskade striatala dopamin D2-receptorer hos personer med internetberoende. NeuroReport 22: 407–41110.1097/WNR.0b013e328346e16e []. [PubMed]
61. Hou H, Jia S, Hu S, Fan R, Sun W, et al. (2012) Minskade striatala dopamintransportörer hos personer med internetberoendestörning. J Biomed Biotechnol 2012: 85452410.1155/2012/854524 []. [PMC gratis artikel] [PubMed]
62. Kim KS, Kim KH (2010) [En prediktionsmodell för internetspelsberoende hos ungdomar: med hjälp av en beslutsträdsanalys]. J Korean Acad Nurs 40: 378–388201006378 [pii];10.4040/jkan.2010.40.3.378 []. [PubMed]
63. Mößle T, Rehbein F (2013) Prediktorer för problematisk videospelsanvändning i barndomen och tonåren. Sucht 59: 153–164
64. Hussain Z, Griffiths MD, Baguley T (2011) Onlinespelberoende: klassificering, förutsägelse och associerade riskfaktorer. Addict Res Theory 20: 1–13
65. Ko CH, Yen JY, Chen CS, Yeh YC, Yen CF (2009) Prediktiva värden av psykiatriska symptom för internetberoende hos ungdomar: en 2-årig prospektiv studie. Arch Pediatr Adolesc Med 163: 937–943163/10/937 [pii];10.1001/archpediatrics.2009.159 []. [PubMed]
66. Rehbein F, Baier D (2013) En femårig longitudinell studie som undersöker familje-, media- och skolrelaterade riskfaktorer för videospelsberoende. J Media Psychology 25: 118–128
67. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, et al. (2011) Patologisk videospelsanvändning bland ungdomar: en tvåårig longitudinell studie. Pediatrics 127: e319–e329peds.2010-1353 [pii];10.1542/peds.2010-1353 []. [PubMed]
68. Manning JT (2010) Sifferförhållande (2D:4D), könsskillnader, allometri och fingerlängd för 12-30-åringar: Bevis från internetstudien från British Broadcasting Corporation (BBC). Am J Hum Biol 22: 604–60810.1002/ajhb.21051 []. [PubMed]
69. Brañas-Garza P, Kovárík J, Neyse L (2013) Förhållandet andra till fjärde siffran har en icke-monoton inverkan på altruism. PLoS ONE 8: e6041910.1371/journal.pone.0060419 [];PONE-D-12-32101 [pii]. [PMC gratis artikel] [PubMed]
70. Bowman AW (2006) Jämföra icke-parametriska ytor. Statistisk modellering 6: 279–299
71. Bowman AW, Azzalini A (1997) Applied Smoothing Techniques for Data Analysis: the Kernel Approach with S-Plus Illustrations. Oxford: Oxford University Press.
72. Kerridge BT, Saha TD, Gmel G, Rehm J (2013) Taxometrisk analys av DSM-IV och DSM-5 alkoholmissbruk. Drug Alcohol Depend 129: 60–69S0376-8716(12)00374-2 [pii];10.1016/j.drugalcdep.2012.09.010 []. [PubMed]