พิจารณาคำอธิบายทางเลือกสำหรับสมาคมท่ามกลางความทุกข์ยากในวัยเด็กการทารุณกรรมเด็กและการปฐมนิเทศทางเพศสำหรับผู้ใหญ่: ตอบกลับ Bailey และ Bailey (2013) และ Rind (2013)

การใช้ชุดข้อมูลตัวแทนของสหรัฐอเมริกาในระดับชาติเราได้ระบุความสัมพันธ์ที่จัดตั้งขึ้นระหว่างการทารุณกรรมเด็กและเรื่องเพศเดียวกันและถามว่าสมาคมนี้มีแนวโน้มมากที่สุดเนื่องจากการปฐมนิเทศทางเพศของเด็กที่มีอิทธิพลต่อความเสี่ยงของการถูกทารุณกรรมตามปกติ (Roberts, Glymour, & Koenen, 2013) เราตั้งสมมติฐานว่าการทารุณกรรมมีอิทธิพลต่อการปฐมนิเทศและใช้วิธีการตัวแปรเครื่องมือในการประเมินสมมติฐานนี้ โดยเฉพาะเนื่องจากความยากลำบากในวัยเด็กเป็นที่ทราบกันดีว่ามีอิทธิพลต่อความเสี่ยงต่อการถูกทารุณกรรม แต่ไม่มีอิทธิพลโดยตรงต่อการปฐมนิเทศทางเพศเราตั้งสมมติฐานว่าหากการทารุณกรรมมีผลกระทบต่อการปฐมนิเทศทางเพศ ปฐมนิเทศ.

เราพบว่าการสนับสนุนสมมติฐานนี้ในความยากลำบากในวัยเด็กทำนายการล่วงละเมิดทางเพศในวัยเด็ก ความยากลำบากในวัยเด็กนั้นยังทำนายถึงความดึงดูดใจทางเพศเพศเดียวกันหุ้นส่วนและอัตลักษณ์ และความยากลำบากในวัยเด็กนั้นเป็นอิสระจากการดึงดูดใจทางเพศเดียวกันหุ้นส่วนและอัตลักษณ์เมื่อการบัญชีสำหรับการล่วงละเมิดในวัยเด็ก จากการใช้แบบจำลองตัวแปรเครื่องมือเราประเมินว่าครึ่งหนึ่งของความเสี่ยงต่อการถูกทารุณกรรมในเด็กในกลุ่มคนที่มีเพศเดียวกันมากกว่าเมื่อเทียบกับเพศตรงข้ามนั้นเกิดจากผลของการทารุณกรรมทางเพศ จากการตีพิมพ์บทความของเราการศึกษาใหม่โดยใช้ข้อมูลที่แตกต่างกันพบว่าเกย์เลสเบี้ยนและบุคคลที่เป็นเพศตรงข้ามกับเพศตรงข้ามมีแนวโน้มที่จะพบกับสถานการณ์ไม่พึงประสงค์ในระดับครัวเรือนในวัยเด็กรวมถึงความเจ็บป่วยทางจิต สมาชิกในครัวเรือนและ (สำหรับ bisexuals เท่านั้น) การหย่าร้างของผู้ปกครองหรือการหย่าร้าง (Andersen & Blosnich, 2013) การค้นพบเหล่านี้ทำให้เกิดคำถามว่าอะไรคือสาเหตุของความชุกของเด็กระดับครอบครัวที่เป็นปัจจัยเสี่ยงต่อการถูกทารุณกรรมในเด็กในครอบครัวที่มีรสนิยมทางเพศต่ำ

เราขอขอบคุณข้อคิดเห็นที่มีน้ำใจจาก เบลีย์และเบลีย์ (2013) และ เปลือก (2013) และขอขอบคุณบรรณาธิการสำหรับโอกาสในการตอบกลับ บทความของเราได้กล่าวถึงปัญหาที่ละเอียดอ่อน บุคคลที่ระบุว่าเป็นเกย์เลสเบี้ยนหรือกะเทยได้ถูกเลือกปฏิบัติต่อไปทั้งรายบุคคลและเชิงสถาบัน รักร่วมเพศเป็นโรคทางจิตที่วินิจฉัยได้เมื่อเร็ว ๆ นี้เช่นเดียวกับ DSM-II ด้วยเหตุนี้แม้จะถามคำถามว่าปัจจัยใดที่ส่งผลต่อรสนิยมทางเพศนั้นอ่อนไหว Rind ใช้การวิจัยของเราเพื่อบอกเป็นนัยว่าการรักร่วมเพศนั้น“ ผิดปกติ”“ พยาธิวิทยา” หรือ“ ไม่สามารถปรับตัวได้” เราไม่ได้กล่าวสิ่งนี้และเราไม่เชื่ออย่างยิ่ง การวิจัยของเราได้ดำเนินการในจิตวิญญาณของการตรวจสอบความแตกต่างของแต่ละบุคคลในพฤติกรรมของมนุษย์เช่นเดียวกับลักษณะเช่นบุคลิกภาพ เราไม่เห็นด้วยกับผู้ที่จะนำสิ่งที่ค้นพบของเราไปใช้กับเป้าหมายทางการเมืองที่อาจเป็นอันตรายหรือเป็นบุคคลที่ระบุว่าเป็นเกย์เลสเบี้ยนหรือกะเทย อย่างไรก็ตามเราไม่เชื่อว่าความกลัวที่ใครบางคนอาจนำไปใช้ในทางที่ผิดหรือตีความที่ผิดของเราควรขัดขวางการวิจัยเกี่ยวกับต้นกำเนิดของรสนิยมทางเพศหรือการเชื่อมโยงระหว่างรสนิยมทางเพศและการล่วงละเมิดในวัยเด็ก

ไม่สามารถพิสูจน์แบบจำลองตัวแปรเครื่องมือได้ พวกเขาสามารถตีความได้ว่าเป็นสาเหตุเฉพาะกับสมมติฐานเพิ่มเติมสาเหตุ เราเปรียบเทียบสมมติฐานที่จำเป็นสำหรับการตีความของเรากับสมมติฐานและความหมายของข้อเสนอทางเลือกจาก เบลีย์และเบลีย์ (2013) และ เปลือก (2013).

เบลีย์และเบลีย์เสนอว่าเรื่องเพศเดียวกันนั้นได้รับอิทธิพลจากปัจจัยทางพันธุกรรมที่ทำนายความยากลำบากของผู้ปกครองเช่นการหย่าร้างความเจ็บป่วยทางจิตความยากจนและการใช้ยา พวกเขาเสนอปัจจัยทางพันธุกรรมที่เพิ่มความเสี่ยงต่อโรคประสาทอ่อนเช่นเดียวกับความเป็นไปได้ ภายใต้สมมติฐานนี้ความสัมพันธ์ระหว่างการปรากฏตัวของบริภาษในวัยเด็กและพฤติกรรมเพศเดียวกันนั้นเกิดจากการรบกวนของยีน (มะเดื่อ. 1) เราทราบว่าสมมติฐานของ Bailey และ Bailey บ่งบอกว่าชายเกย์และเลสเบี้ยนมียีนที่สืบทอดมาจากพ่อแม่ของพวกเขาซึ่งเพิ่มความเสี่ยงต่อการเจ็บป่วยทางจิตการใช้แอลกอฮอล์ความยากจนและความไม่มั่นคงในความสัมพันธ์ระยะยาว สำหรับความรู้ของเราไม่มีการวิจัยทางพันธุกรรมที่สนับสนุนความเป็นไปได้นี้

 

มะเดื่อ. 1

เบลีย์และเบลีย์: พันธุศาสตร์เป็นสาเหตุที่พบบ่อยของเครื่องมือการล่วงละเมิดในวัยเด็กและเพศเดียวกัน

เพื่อตรวจสอบความเป็นไปได้ที่โครงสร้างของสาเหตุที่เสนอโดย Bailey และ Bailey สามารถอธิบายถึงความสัมพันธ์ที่มีอยู่ในการสำรวจทางระบาดวิทยาแห่งชาติเกี่ยวกับข้อมูลแอลกอฮอล์และเงื่อนไขที่เกี่ยวข้อง (NESARC) เราทำการจำลองสถานการณ์หลายครั้ง วัตถุประสงค์ของเราคือการจำลองโลกที่ความสัมพันธ์ทางสถิติในข้อมูลอาจเกิดขึ้นจากโครงสร้างสาเหตุที่เสนอโดย Bailey และ Bailey เพื่อประเมินว่าโครงสร้างนี้เป็นไปได้หรือไม่ (สำหรับรายละเอียดของแบบจำลองและรหัสให้ดู ภาคผนวก) การจำลองเหล่านี้ระบุว่าโครงสร้างเชิงสาเหตุที่เสนอโดย Bailey และ Bailey (มะเดื่อ. 1) สามารถสร้างความสัมพันธ์ระหว่างบริภาษและตัวตนเพศเดียวกันที่พบใน NESARC เฉพาะในกรณีที่มีผลกระทบทางพันธุกรรมที่แข็งแกร่งมากในฟีโนไทป์เหล่านี้อยู่ ตัวอย่างเช่นเพื่อให้บรรลุตามสมมติฐานของ Bailey และ Bailey ความเสี่ยงของอัลลีลจะต้องมีสัดส่วนประมาณ 14% ของการเป็นโรคประสาทของแม่และ 15% ของความน่าจะเป็นของเด็กที่มีอัตลักษณ์เพศเดียวกัน สิ่งเหล่านี้แข็งแกร่งขึ้นตามลำดับความสำคัญมากกว่าปัจจัยทางพันธุกรรมที่กำหนดขึ้นสำหรับสุขภาพจิตหรือผลลัพธ์เชิงพฤติกรรมที่ซับซ้อน ตัวอย่างเช่นคะแนนความเสี่ยง polygenic สำหรับโรคจิตเภทประกอบด้วยมากกว่า polymorphisms 37,000 single-nucleotide polymorphisms (SNPs) ที่อธิบายมากที่สุด 3% ของความเสี่ยงของโรคจิตเภท (Purcell และคณะ, 2009) แม้ว่าจะมีปัจจัยทางพันธุกรรมที่อธิบาย 14% ของโรคประสาทของมารดาเพื่อสร้างการเชื่อมโยงที่มีอยู่ในข้อมูล NESARC เราสันนิษฐานว่าอัลลีลที่มีความเสี่ยงต่อโรคประสาทมีผลต่อขนาดของความเป็นไปได้ของอัตลักษณ์ทางเพศเดียวกัน ดูเหมือนว่าจะไม่ได้รับหลักฐานก่อนหน้านี้เกี่ยวกับการถ่ายทอดทางพันธุกรรมของฟีโนไทป์ที่ซับซ้อนในโดเมนเดียวกัน (Purcell และคณะ, 2009) แม้สมมติว่าผลกระทบทางพันธุกรรมที่แข็งแกร่งเหล่านี้เราสามารถรับความสัมพันธ์ระหว่างการมีบริภาษก่อนอายุ 5 และอัตลักษณ์ทางเพศเดียวกันที่พบใน NESARC หากความไม่สงบของมารดาคิดเป็น 50% ของความน่าจะเป็นของบริภาษ

โดยสรุปเราจำลองข้อมูลภายใต้ช่วงของสมมติฐานและไม่สามารถสร้างชุดข้อมูลใด ๆ ที่สอดคล้องกับโครงสร้างสาเหตุที่เสนอโดย Bailey และ Bailey ความรู้ปัจจุบันเกี่ยวกับปัจจัยทางพันธุกรรมของลักษณะทางจิตวิทยาและพฤติกรรมและรูปแบบทางสถิติที่สังเกตได้ใน ข้อมูล NESARC ดังนั้นเราจึงสรุปได้ว่าโครงสร้างสาเหตุที่เสนอนั้นไม่น่าเป็นไปได้มากนัก ในการจำลองของเราเราพิจารณาทางเลือกที่เป็นไปได้มากมาย แต่เราไม่ได้สำรวจจักรวาลที่สมบูรณ์ของแบบจำลองที่เป็นไปได้และหลีกเลี่ยงสมมติฐานเกี่ยวกับรูปแบบการทำงานของการเชื่อมโยงเชิงสาเหตุ (เช่นผลเชิงเส้น) ดังนั้นเราจึงไม่สามารถแยกแยะได้ว่ามีกลไกการสร้างข้อมูลทางเลือกที่ซับซ้อนซึ่งจะสอดคล้องกับโครงสร้างสาเหตุที่เสนอและข้อมูลที่สังเกตได้และเราขอเชิญ Bailey และ Bailey เสนอกลไกดังกล่าว

หากเราแทนที่“ สังคมที่ถูกตีตรา” โดยใช้” คำว่า”,” การโต้แย้งนั้นเหมือนกัน ในความเป็นจริงแผนผังแสดงสาเหตุของ Rind บ่งชี้เส้นทางหลายเส้นทางที่การกระทำผิดในวัยเด็กส่งผลกระทบต่อรสนิยมทางเพศ (เราเน้นทางเดินสองเส้นทางใน มะเดื่อ. 2).

 

มะเดื่อ. 2

เส้นทางของ Rind จากเครื่องมือผ่านการล่วงละเมิดในวัยเด็กไปจนถึงเรื่องเพศเดียวกัน

นอกจากนี้ยังเป็นไปได้ที่จะทดสอบสมมติฐานของ Rind โดยใช้ข้อมูล NESARC โครงสร้างเชิงสาเหตุที่เสนอมานั้นถูกต้องประสบการณ์วัยเด็กที่ไม่เป็นบรรทัดฐานจะเชื่อมโยงกับเรื่องเพศเดียวกันโดยไม่คำนึงถึงสถานะการล่วงละเมิดเด็ก ดังนั้นเราจึงตรวจสอบความสัมพันธ์ของเครื่องมือของเรากับเพศเดียวกันในหมู่คนที่ไม่เคยมีประสบการณ์กับการล่วงละเมิดในวัยเด็ก 1 ตาราง แสดงให้เห็นถึงความชุกของเรื่องเพศเดียวกันโดยความทุกข์ยากในวัยเด็กของผู้ชายและผู้หญิงที่ไม่เคยประสบกับการล่วงละเมิดในวัยเด็ก ในบรรดาบุคคลที่รายงานว่าไม่มีการล่วงละเมิดความชุกของการดึงดูดความสนใจเพศเดียวกันหุ้นส่วนและอัตลักษณ์ก็คือโดยทั่วไปแล้วผู้ที่มีปัญหาความยากจนปัญหาแอลกอฮอล์ของพ่อแม่ผู้ป่วยทางจิตหรือพ่อแม่เปรียบเทียบกับผู้ที่ไม่มี แม้ว่าจะไม่ได้ข้อสรุปข้อมูลเหล่านี้ชี้ให้เห็นว่าไม่มีผลกระทบใด ๆ จากประสบการณ์ที่ไม่เกี่ยวกับเพศยกเว้นในกรณีที่การทารุณกรรมเด็กเกิดขึ้น

 

1 ตาราง

ความชุกของการดึงดูดทางเพศเดียวกันคู่ค้าและอัตลักษณ์ตามสถานการณ์ในวัยเด็กในหมู่ชายและหญิงที่ไม่ได้สัมผัสกับการล่วงละเมิดในวัยเด็ก NESARC (n= 10,375)

เบลีย์และเบลีย์ยืนยันอย่างไม่ถูกต้องว่าเราปฏิเสธความเป็นไปได้ว่าการปฐมนิเทศในวัยเด็กที่เริ่มมีผลกระทบต่อการกระทำทารุณกรรมในวัยเด็กและการปฐมนิเทศทางเพศสำหรับผู้ใหญ่เพราะเครื่องมือ (ความทุกข์ยากในวัยเด็ก) มีความสัมพันธ์กับ ในทางตรงกันข้ามเราปฏิเสธความเป็นไปได้นี้เนื่องจากเครื่องมือไม่ได้รับการปรับให้เข้ากับรสนิยมทางเพศของผู้ใหญ่เมื่อปรับการกระทำทารุณในวัยเด็ก หากความยากลำบากในวัยเด็กส่งผลโดยตรงต่อการปฐมนิเทศในวัยเด็กซึ่งมีผลกระทบต่อการปรับพฤติกรรมและการปฐมนิเทศสำหรับผู้ใหญ่ความสัมพันธ์ระหว่างความทุกข์ยากในวัยเด็กกับการปฐมนิเทศสำหรับผู้ใหญ่ไม่ควรถูกกำจัดโดยการปรับการกระทำทารุณ เราขอขอบคุณที่ Bailey และ Bailey มุ่งเน้นไปที่สมมติฐานที่สำคัญสำหรับแบบจำลองตัวแปรเครื่องมือของเรา: (1) ไม่มีสาเหตุของความทุกข์ยากในวัยเด็กที่ไม่ได้วัด (ตัวแปรเครื่องมือ) และรสนิยมทางเพศ; และ (2) ความทุกข์ยากในวัยเด็กไม่ส่งผลกระทบต่อรสนิยมทางเพศผ่านกลไกอื่น ๆ ซึ่งไม่เกี่ยวข้องกับการล่วงละเมิดในวัยเด็ก พวกเขายืนยันว่าสมมติฐานเหล่านี้อาจไม่เป็นจริงและเสนอคำอธิบายทางเลือกสำหรับรูปแบบเชิงประจักษ์ที่สังเกตได้ แม้ว่าเรายอมรับว่าสมมติฐานอาจไม่เป็นจริง แต่ทางเลือกเฉพาะที่เสนอโดย Bailey และ Bailey นั้นไม่น่าเป็นไปได้ เรายินดีต้อนรับการสร้างทฤษฎีเพิ่มเติมเกี่ยวกับทางเลือกที่เป็นไปได้และเชื่อว่ามันจะช่วยเพิ่มความเข้าใจของเราเกี่ยวกับการกระทำผิดในวัยเด็กและต้นกำเนิดของรสนิยมทางเพศ

ในการสรุปแม้ว่าแบบจำลองตัวแปรเครื่องมือพึ่งพาสมมติฐานที่แข็งแกร่ง แต่คำอธิบายเชิงสาเหตุที่เป็นทางเลือกที่เสนอโดย Bailey และ Bailey และ Rind ยังขึ้นอยู่กับสมมติฐาน - สมมติฐานที่ปรากฏไม่สอดคล้องกับหลักฐานเชิงประจักษ์จากการจำลองข้อมูลและการตรวจสอบข้อมูล NESARC เพิ่มเติม

ภาคผนวก: รายละเอียดของแบบจำลอง

ในการตรวจสอบโครงสร้างเชิงสาเหตุที่ Bailey และ Bailey เสนอเรามองไปที่กรณีของเพศเดียวกันในผู้ชายโดยมีพ่อเลี้ยงก่อนอายุ 5 เป็นเครื่องมือในฐานะผู้ดูแลก่อนอายุ 5 มีโอกาสน้อยที่สุดที่จะได้รับผลกระทบจากการรายงานอคติ เนื่องจากการไกล่เกลี่ยทางสถิติส่วนใหญ่ที่พบในข้อมูลของเราคือการล่วงละเมิดทางเพศในวัยเด็กเราจึงตรวจสอบการล่วงละเมิดทางเพศในฐานะสื่อกลาง เราใช้การศึกษาทางพันธุกรรมที่มีอยู่เพื่อประเมินขนาดผลกระทบที่น่าจะเป็นของ polymorphism single-nucleotide (SNP) ที่กำหนดต่อผลลัพธ์เชิงพฤติกรรม หลักฐานจากการศึกษาความสัมพันธ์ระหว่างจีโนมกว้าง (GWAS) ของมาตรการด้านมานุษยวิทยาโรคและลักษณะพฤติกรรมบ่งชี้ว่า SNP ที่กำหนดมักจะมีสัดส่วนน้อยกว่า 0.5% ของการเปลี่ยนแปลงในลักษณะ (Vrieze, Iacono, & McGue, 2012) การวิเคราะห์อภิมานของ GWAS เมื่อเร็ว ๆ นี้ชี้ให้เห็นว่า SNPs ที่ส่งผลกระทบต่อบุคลิกภาพมีขนาดเอฟเฟกต์เล็กหรือใหญ่มาก การศึกษาครั้งนี้ตรวจสอบ 2.5 ล้าน SNPs จากบุคคลมากกว่า 17,000 และไม่สามารถระบุ SNP แม้แต่หนึ่งเดียวที่มีนัยสำคัญระดับ GWAS สำหรับโรคประสาทอ่อน; ขนาดของเอฟเฟกต์สำหรับ SNP ที่เกี่ยวข้องกับการเปิดกว้างและความมีสตินั้นมีขนาดเล็กและไม่สามารถจำลองได้ดี (เดอมัวร์และอัล 2010).

เราจำลองข้อมูลจากบุคคล 15,000 (ใน StataIC 11) โดยใช้สมมติฐานที่จะสร้างความสับสนที่ใหญ่ที่สุดโดยยีนในขณะที่ยังคงเป็นไปได้ค่อนข้างเนื่องจากความเข้าใจในปัจจุบันของพันธุศาสตร์ แม้ว่าเราจะพิจารณาสมมติฐานหลายข้อด้านล่างไม่น่าเป็นไปได้ แต่สมมติฐานที่เราพิจารณา น่าจะ เห็นได้ชัดว่าจะไม่สนับสนุนสมมติฐานของเบลีย์และเบลีย์ เป้าหมายของเราในการจำลองนี้คือการประเมินว่าแม้สมมติฐานที่รุนแรงที่สุดเหล่านี้จะสอดคล้องกับสมมติฐานของ Bailey และ Bailey:

• เราสันนิษฐานว่าโรคประสาทของมารดาตามการกระจายตัวตามปกติ
• เราสุ่มกำหนดความเสี่ยงโรคประสาทอัลลีลให้กับแม่ที่มีความถี่อัลลีลรอง (MAF) ของ 0.2 เราสันนิษฐานว่าอัลลีลเป็นโรคประสาทเพิ่มขึ้นโดย 0.48 SDs (ขนาดผลกระทบสูงสุดที่พบในการวิเคราะห์อภิมาน GWAS ของลักษณะบุคลิกภาพทั้งหมด) เราทราบว่าการรวมกันของขนาดเอฟเฟกต์และ MAF นี้ส่งผลให้ 3.8% ของการเป็นโรคประสาทของแม่ซึ่ง SNP นี้คิดเป็น 7 สูงกว่า 0.5% ที่ประมาณไว้สำหรับ SNP ทั่วไป (Vrieze, Iacono, & McGue, 2012).
• เราสันนิษฐานว่าโรคประสาทของมารดาคิดเป็น 25% ของความน่าจะเป็นของลูกของเธอที่มีบริภาษอายุ 5 (น่าจะเป็นการประเมินค่าสูงเกินไปของผลกระทบนี้) เราเขียนรหัสบุคคลที่มีความน่าจะเป็นสูงสุดของการเป็นบริภาษ ความชุกของการมีบริภาษอายุ 5 คือ 2.6% เช่นเดียวกับในชุดข้อมูล NESARC
• หากแม่มีอาการทางประสาทที่มีความเสี่ยงต่ออัลลีลเราได้มอบหมายอัลลีลที่เสี่ยงให้กับเด็กที่มีความน่าจะเป็น 0.5
• เราสันนิษฐานว่าอัลลีลที่เสี่ยงต่อการเป็นโรคประสาทของเด็กเพิ่มความน่าจะเป็นที่จะมีอัตลักษณ์ทางเพศเดียวกันโดย 0.48 SDs (ขนาดผลกระทบสูงสุดที่พบในการวิเคราะห์อภิมาน GWAS ของลักษณะบุคลิกภาพทั้งหมด) เรามอบหมายการปฐมนิเทศเพศเดียวกันให้กับผู้ชายที่มีความน่าจะเป็นสูงที่สุดที่จะมีการปฐมนิเทศเพศเดียวกันซึ่งความชุกคือ 1.9% เช่นเดียวกับในข้อมูล NESA RC ในชุดข้อมูลที่ได้ผลลัพธ์ SNP อธิบาย 3% ของความน่าจะเป็นของเด็กที่มีเพศตรงข้ามซึ่งจะเป็นผลกระทบที่ยิ่งใหญ่เป็นพิเศษ ในการศึกษาแฝดตัวแทนประชากรขนาดใหญ่เพียงคนเดียวของการวางแนวทางเพศ, ผลกระทบทางพันธุกรรมโดยรวมได้รับการประเมินที่จะอธิบาย. 34 – .39 ของความแปรปรวนในการปฐมนิเทศทางเพศชาย (Langstrom, Rahman, Carlstrom และ Lichtenstein, 2010) ดังนั้นโรคประสาท SNP จะอธิบาย 8% ขององค์ประกอบทางพันธุกรรมของการปฐมนิเทศเพศเดียวกัน วิธีการนี้ยังสันนิษฐานว่ายีนนั้นมีขนาดเท่ากันในเรื่องของโรคประสาทอ่อนและรสนิยมทางเพศซึ่งไม่น่าเป็นไปได้

จากการใช้ข้อมูลที่ได้จากการจำลองนี้เราพอดีกับแบบจำลองสำหรับการวางแนวเพศเดียวกันโดยใช้บริภาษเป็นตัวทำนาย อัตราส่วนอัตราต่อรอง (OR) สำหรับบริภาษในรุ่นนี้คือ 1.07 (ช่วงความเชื่อมั่น 95% [CI] = 0.5, 2.2) ในทางตรงกันข้ามในข้อมูล NESARC ที่มีบริภาษเป็นตัวพยากรณ์ที่แข็งแกร่งเกี่ยวกับเรื่องเพศ (OR = 1.8, 95% CI = 1.2, 2.7)

เนื่องจากสมมติฐานเริ่มต้นของเราไม่ได้สร้างความสัมพันธ์ที่พบในข้อมูล NESARC เราจึงสำรวจเพิ่มเติมสมมติฐานที่จำเป็นในการสร้างความสัมพันธ์เหล่านั้น เราสันนิษฐานว่า SNP มีขนาดผลกระทบของ 1 (การปรากฏตัวของความเสี่ยงอัลลีลเพิ่มขึ้นโรคประสาทของแม่โดย 1 SD ซึ่งส่งผลให้ยีนบัญชีสำหรับ 14% ของโรคประสาทของแม่) สมมติฐานเหล่านี้ส่งผลให้เกิดความปั่นป่วนของมารดาที่บัญชีสำหรับ 38% ของความน่าจะเป็นของการมีพ่อพันธุ์แม่พันธุ์ก่อนอายุ 5 ดูเหมือนว่าไม่น่าเป็นไปได้อย่างมากว่าโรคประสาท (หรือปัจจัยทางพันธุกรรมอื่น ๆ ) สามารถอธิบายได้มากกว่าหนึ่งในสามของความเสี่ยงของการหย่าร้างหรือการเสียชีวิตของคู่สมรสและการแต่งงานใหม่โดยอายุ 5 ของเด็ก อย่างไรก็ตามสมมติฐานเหล่านี้ยังไม่ได้สร้างความสัมพันธ์ระหว่างเพศเดียวกันและมีบริภาษที่มีขนาดใหญ่เท่ากับข้อมูล NESARC (OR = 1.4, 95% CI = 0.7, 2.6) เพื่อให้ได้สมาคมที่ใกล้เคียงกับที่พบใน NESARC เราสันนิษฐานว่าโรคประสาทของมารดาเพิ่มโอกาสในการมีพ่อเลี้ยงโดย 1.35 SD ส่งผลให้เกิดอาการทางระบบประสาทของเธอคิดเป็น 50% ของความเป็นไปได้ของการเป็นพ่อแม่

จากนั้นเราหันไปใช้ปัญหาการไกล่เกลี่ยทางสถิติโดยการล่วงละเมิดทางเพศในวัยเด็ก เราสันนิษฐานว่าเด็กที่มีความเสี่ยงต่อการถูกล่วงละเมิดทางเพศ (ตัวแปรต่อเนื่อง) เป็นหน้าที่ของโรคประสาทของแม่เช่นการเป็นโรคประสาทของมารดาเพิ่มความเสี่ยงโดย 0.3 SD และยีนความเสี่ยงของเด็กเพิ่มความเสี่ยงโดย 0.48 SD (ตามสมมติฐานของ Bailey และ Bailey) ยีนจะส่งผลกระทบต่อประสบการณ์ของเด็กในการทารุณกรรมทางเพศที่รุนแรงกว่าโรคประสาทของแม่) ด้วยสมมติฐานเหล่านี้โดยพลการทำให้เกิดโรคประสาทของแม่คิดเป็น 10% ของความเสี่ยงของการล่วงละเมิดทางเพศของเด็กและความเสี่ยงโรคประสาทของเด็ก การล่วงละเมิดทางเพศ (ขนาดใหญ่พิเศษและไม่น่าเป็นไปได้)

เรามอบหมายการล่วงละเมิดทางเพศในระดับสูงปานกลางต่ำหรือไม่มีเลยโดยพิจารณาจากความเสี่ยงในการถูกละเมิดเพื่อให้ตรงกับความชุกของการล่วงละเมิดทางเพศใน NESARC โดยไม่คำนึงถึงตัวตนทางเพศ ด้วยสมมติฐานนี้ความชุกของการทารุณกรรมทางเพศในระดับปานกลางและระดับสูงในเกย์จึงต่ำกว่าความชุกใน NESARC และการทารุณกรรมทางเพศอย่างมีนัยสำคัญไม่ได้ไกล่เกลี่ยความสัมพันธ์ระหว่างบริภาษและความน่าจะเป็นของเกย์ ดังนั้นเราจึงสันนิษฐานว่าตัวตนทางเพศที่พึ่งเกิดขึ้นของเด็กมีผลต่อความเสี่ยงในการถูกทารุณกรรม เรามอบหมายการล่วงละเมิดทางเพศในระดับสูงปานกลางต่ำหรือไม่มีเลยตามความเสี่ยงที่จะถูกละเมิดเพื่อให้ตรงกับความชุกของการละเมิดในหมู่บุคคลที่มีและไม่มีอัตลักษณ์ทางเพศเดียวกันในข้อมูล NESARC จากนั้นเราคำนวณ ORs สำหรับอัตลักษณ์ทางเพศเดียวกันเป็นตัวแปรตามด้วยการมีบริภาษก่อนอายุ 5 และการล่วงละเมิดทางเพศ (สูงปานกลางต่ำหรือไม่มีเลย) เป็นตัวแปรอิสระ ในโมเดลนี้ความสัมพันธ์ของบริภาษที่มีอัตลักษณ์ทางเพศเดียวกันได้รับการลดทอนจากโมเดลโดยไม่มีการล่วงละเมิดทางเพศ (รูปแบบที่ปรับแล้ว OR = 1.2, 95% CI = 0.6, 2.2; รุ่นที่ไม่ได้ปรับปรุง OR = 1.7, 95% XIUM ) ผลลัพธ์เหล่านี้คล้ายกับที่ได้รับโดยใช้ข้อมูล NESARC

รหัส STATA
* การสังเกต 15000 ที่ชัดเจนตั้งค่า obs 15000 * ความถี่อัลลีลเล็กน้อย = 0.2 ตั้งค่าเมล็ด 2829382 * แม่มีอัลลีลหรือไม่?
 gen gene = uniform ()>. 8 ยีน * เพิ่ม neuroticism โดย. 48 standardized beta * (ผลสูงสุดจากการศึกษาทางพันธุกรรม Big 5) gen momneurotic = invnorm (uniform ()) + (. 48 * gene) reg momneurotic gene * บัญชียีน สำหรับ 3.8% ของโรคประสาทของมารดา * ทำให้เกิดความชุก 2.6% ของผู้ที่เป็นพ่อแม่เลี้ยงก่อนอายุ 5 ขวบ * ทำให้โรคประสาทของแม่คิดเป็น 25% ของความน่าจะเป็นที่จะมีพ่อแม่เลี้ยงเดี่ยว = (0.8 * momneurotic + invnorm (uniform ())) > 2.62 sum * เด็กได้รับอัลลีลจากพ่อหรือไม่?
 set seed 1462964 gen childhasgene = uniform ()>. 9 * เด็กได้รับอัลลีลจากแม่หรือไม่?
 gen coinflip = uniform ()>. 5 if gene = 1 แทนที่ childhasgene = gene if coinflip = 1 tab gene childhasgene, r col * Child orientation: 0.019 ของผู้ชายเป็นเกย์ใน NESARC ใช้ผลสูงสุดจากการศึกษา Big 5 gen childgay = invnorm (uniform ()) + (0.48 * childhasgene)> 2.2 * ด้วยสมมติฐานเหล่านี้ยีน neuroticism คิดเป็น 3.3% ของความเป็นไปได้ที่เด็กจะเป็นเกย์โลจิท Childgay Childhasgene * ชุดของสมมติฐานนี้สร้างความเชื่อมโยงระหว่างการวางแนวของเด็กและผู้ปกครองว่า เราเห็นในข้อมูล?  (ไม่ไม่มีการเชื่อมโยง) แท็บผลรวม childgay stepparent คอลัมน์ chi2 แถวที่แน่นอน * มันสร้าง OR = 1.8 ตามที่เราเห็นในข้อมูลหรือไม่  (ไม่ OR = 1.07) logit childgay stepparent หรือ * เกิดอะไรขึ้นถ้ายีนเพิ่ม neurotic โดย 1 SD และ childgay โดย 1 SD แทน?
 gen momneurotic1 = invnorm (uniform ()) + (1 * gene) * ทำให้เกิดความชุก 2.6% ของคนที่เป็นพ่อแม่เลี้ยงก่อนอายุ 5 gen stepparent1 = (0.8 * momneurotic1 + invnorm (uniform ()))> 2.75 sum * mother neuroticism ตอนนี้คิดเป็น 29% ของความน่าจะเป็นที่จะมีพ่อแม่เลี้ยงก่อนอายุ 5 ขวบ logit stepparent1 momneurotic1 * ปฐมนิเทศของเด็ก: ผู้ชาย 0.019 คนเป็นเกย์ใน NESARC * โดยใช้ 1 SD effect ของยีนต่อการวางแนว gen childgay1 = invnorm (uniform ()) + ( 1 * childhasgene)> 2.47 tab childgay1 * ตอนนี้ยีนคิดเป็น 14.6% ของความน่าจะเป็นที่เด็กจะเป็นเกย์ logit childgay1 childhasgene * ชุดของสมมติฐานนี้สร้างความเชื่อมโยงระหว่างการวางแนวของเด็กกับ * ผู้ปกครองที่เราเห็นในข้อมูลของเราหรือไม่  (no, OR = 0.9) แท็บ childgay1 stepparent1, คอลัมน์ chi2 logit แถวที่ถูกต้อง childgay1 stepparent1, หรือ * จะเกิดอะไรขึ้นถ้ามีความเป็นโรคประสาทของแม่สำหรับส่วนใหญ่ของความน่าจะเป็นที่มี stepparent?
 gen stepparent2 = (momneurotic1 + invnorm (uniform ()))> 3.05 sum * โรคประสาทของมารดาคิดเป็น 36% ของความน่าจะเป็นที่จะมีพ่อแม่เลี้ยง
 * ไม่, แท็บ OR = 1.4 childgay1 stepparent2, คอลัมน์ chi2 เข้าสู่ระบบแถวที่แน่นอน logg childgay1 stepparent2, หรือ * จะเกิดอะไรขึ้นถ้าความเป็นโรคประสาทของแม่มีความเป็นไปได้สูงกว่าที่ stepparent?
 gen stepparent3 = (1.35 * momneurotic1 + invnorm (uniform ()))> 3.75 sum * โรคประสาทของมารดาคิดเป็น 50% ของความเป็นไปได้ที่จะมี stepparent logit stepparent3 momneurotic1 * สิ่งนี้ก่อให้เกิดความสัมพันธ์ระหว่างอัตลักษณ์ทางเพศของเด็กและผู้ปกครองใน NESARC หรือไม่
 * เกือบหรือ = 1.7, 95% CI = 0.9, 3.0 แท็บ childgay1 stepparent3, Chi2 คอลัมน์แถวที่แน่นอน logit childgay1 stepparent3 หรือ * การเพิ่มการละเมิด * ความเสี่ยงต่อการทำงานของทั้งโรคประสาทของแม่และยีนของเด็ก gen childabuse = invnorm (เหมือนกัน ( )) + (. 3 * momneurotic1) + (.48 * childhasgene) * โรคประสาทของมารดาคิดเป็น 10% ของความเสี่ยงต่อการล่วงละเมิดทางเพศของเด็กและยีนของเด็ก 1 * ยีนของเด็กคิดเป็น 4.7% ของความเสี่ยงต่อการล่วงละเมิดทางเพศเกี่ยวกับการมีบุตรของบุตรหลาน * หากมีบุตรยาก ไม่มีผลต่อความเสี่ยงต่อการล่วงละเมิดทางเพศในการจำลองนี้การล่วงละเมิดทางเพศในหมู่เกย์ * ที่นี่ (ต่ำ 2.2% ปานกลาง 3.1% สูง 3.1%) ต่ำกว่าใน NESARC มาก (ต่ำ 2.2% ปานกลาง 4.3% , สูง, 7.1%) gen sexabuse = (childabuse> 2.35) + (childabuse> 2.05) + (childabuse> 1.85) tab sexabuse tab childgay1 sexabuse, r col * และการล่วงละเมิดทางเพศไม่ได้ลดทอนความสัมพันธ์ระหว่างพ่อแม่เลี้ยงและเกย์เหมือนใน NESARC * ปรับแล้วหรือ = 1.6, 95% CI = 0.9, 2.9 egen byte sexabuse1 = anycount (sexabuse), ค่า (1) egen byte sexabuse2 = anycount (sexabuse), ค่า (2) egen b yte sexabuse3 = anycount (sexabuse), values ​​(3) logit childgay1 stepparent3 sexabuse1 sexabuse2 sex-abuse3 หรือ * ทำให้รสนิยมทางเพศมีผลต่อการล่วงละเมิดทางเพศ * ความแพร่หลายใน NESARC: ผู้ชายตรง: ต่ำ (1.8%), ปานกลาง (1.7%), สูง การล่วงละเมิด (2.0%) * เกย์: ต่ำ (1.9%), ปานกลาง (4.7%), การล่วงละเมิดสูง (12.6%) ลดลง sexabuse sexabuse1 sexabuse2 sexabuse3 gen sexabuse = (childabuse> 2.35) + (childabuse> 2.05) + (childabuse> 1.85) ถ้า childgay1 == 0 แทนที่ sexabuse = (childabuse> 1.65) + (childabuse> 1.49) + (childabuse> 1.34) ถ้า childgay1 == 1 tab childgay1 sexabuse r col * จะทำให้การล่วงละเมิดทางเพศลดทอนความสัมพันธ์ระหว่าง step-parent และ เป็นเกย์เหมือนใน NESARC?

ข้อมูลผู้ให้ข้อมูล

Andrea L. Roberts, ภาควิชาสังคมศาสตร์และพฤติกรรมศาสตร์, โรงเรียนการสาธารณสุข, มหาวิทยาลัยฮาร์วาร์ด, อาคาร Kresge, 677 Huntington Ave. , บอสตัน, MA 02115, สหรัฐอเมริกา

M. Maria Glymour ภาควิชาระบาดวิทยาและชีวสถิติมหาวิทยาลัยแคลิฟอร์เนียซานฟรานซิสโกโรงเรียนแพทย์ซานฟรานซิสโกแคลิฟอร์เนียสหรัฐอเมริกา

Karestan C. Koenen, โรงเรียนสาธารณสุขไปรษณีย์, มหาวิทยาลัยโคลัมเบีย, นิวยอร์ก, นิวยอร์ก, สหรัฐอเมริกา

อ้างอิง