2D thấp: Giá trị 4D được liên kết với nghiện trò chơi video (2013)

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

doi: 10.1371 / tạp chí.pone.0079539. eCollection 2013.

Kornhuber J1, Zenses EM, Lenz B, Tàu C, Bouna-Pyrrou P, Phục hồi chức năng, Kliem S, Mößle T.

Tóm tắt

Tín hiệu phụ thuộc androgen điều chỉnh sự phát triển của ngón tay trên bàn tay con người trong quá trình tạo phôi. Tải trọng androgen cao hơn dẫn đến các giá trị tỷ lệ 2D: 4D (chữ số thứ hai đến chữ số thứ tư) thấp hơn. Phơi nhiễm androgen trước khi sinh cũng tác động đến sự phát triển của não. 2D: Giá trị 4D thường thấp hơn ở nam giới và được xem như là một ủy quyền của tổ chức não nam. Ở đây, chúng tôi định lượng hành vi chơi trò chơi video ở nam thanh niên. Chúng tôi thấy giá trị 2D trung bình thấp hơn: 4D trong các đối tượng được phân loại theo CSAS-II là có hành vi có nguy cơ / nghiện (n = 27) so với các cá nhân có hành vi chơi trò chơi video không có vấn đề (n = 27). Do đó, phơi nhiễm androgen trước khi sinh và một tổ chức não siêu nam, được biểu thị bằng các giá trị 2D: 4D thấp, có liên quan đến hành vi chơi trò chơi video có vấn đề. Những kết quả này có thể được sử dụng để cải thiện chẩn đoán, dự đoán và phòng ngừa nghiện trò chơi video.

Giới thiệu

Tải lượng androgen trước khi sinh cao, gây ra bởi nồng độ hoóc môn tăng hoặc đường dẫn truyền tín hiệu androgen nhạy cảm hơn, dẫn đến chữ số thứ tư dài hơn (4D) so với chữ số thứ hai (2D) trong tay người trưởng thành [1]. Do đó, các giá trị 2D: 4D được coi là lưỡng hình giới tính, với các giá trị thường thấp hơn ở nam so với nữ [2]–[4]. Ngoài ra, tải androgen trước khi sinh có tác động tổ chức đến cấu trúc và chức năng của não [5]. Do đó, các giá trị 2D: 4D được liên kết với một loạt các kiểu hình hành vi nam / nữ. Ví dụ, 2D thấp: Các giá trị 4D được liên kết với các tính năng tự kỷ [6], [7]; Rối loạn tăng động thái chú ý chú ý (ADHD) [8], [9]; hiệu suất thể thao [10], [11]; khả năng không gian [12]–[15]; lí giải trừu tượng [16]; khả năng số [17]–[19]; hợp tác, hành vi ủng hộ xã hội và công bằng [20], [21]; số lượng bạn tình suốt đời [22]; và thành công sinh sản [23]. Bằng chứng liên kết tải lượng androgen trước khi sinh với 2D thấp: Giá trị 4D và đặc điểm hành vi gần đây đã được xem xét [24], [25].

Trước đây chúng tôi đã chỉ ra các giá trị 2D trung bình thấp hơn: 4D ở bệnh nhân nghiện rượu [26], một rối loạn gây nghiện liên quan đến chất có tỷ lệ mắc bệnh ở nam cao hơn nữ [27], [28]. Trong nghiên cứu này, chúng tôi nhằm mục đích phân tích xem các giá trị 2D thấp: 4D có liên quan đến hành vi chơi trò chơi video gây nghiện hay không, đây là hành vi nghiện không liên quan đến chất gây nghiện. Hành vi chơi game nghiêm trọng xảy ra thường xuyên hơn ở nam giới so với nữ giới [29]–[32] và được liên kết với tìm kiếm cảm giác [33] và ADHD [34]. Chơi game video bệnh lý có thể được xem là một hành vi siêu nam. Do đó, chúng tôi đã đưa ra giả thuyết rằng nam giới có hành vi chơi trò chơi video bệnh lý có thể đã bị phơi nhiễm trước với tải lượng androgen cao hơn, như được biểu thị bằng các giá trị 2D: 4D thấp hơn của họ.

Phương pháp

Nghiên cứu này là một phần của dự án Độ dài ngón tay trong Tâm thần học (FLIP) của Khoa Tâm thần và Tâm lý học Erlangen cũng như mô-đun nghiên cứu phỏng vấn theo chiều dọc của dự án mang tên Nghiện Internet và Nghiện trò chơi điện tử phòng chống của Viện nghiên cứu tội phạm học của Lower Sachsen. Dự án FLIP được thực hiện như một phần bổ sung tại dịp đo lường thứ hai (t2) của nghiên cứu phỏng vấn theo chiều dọc. Cuộc điều tra này đã được thực hiện theo các nguyên tắc thể hiện trong Tuyên bố Helsinki. Nghiên cứu được chấp thuận bởi ủy ban đạo đức địa phương (Ủy ban đạo đức của Hiệp hội tâm lý Đức [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Văn bản đồng ý có được sau khi cung cấp một mô tả đầy đủ của nghiên cứu cho tất cả các đối tượng.

Từ tháng 2011 đến tháng 70 năm 1, 1,092 đối tượng đã tham gia vào dịp đo lường đầu tiên (t1) của nghiên cứu phỏng vấn dọc (ban đầu họ được chọn từ tổng số 18 người tham gia tiềm năng được tuyển chọn thông qua các trường học, trường đại học, diễn đàn internet, báo chí và trung tâm tư vấn) . Điều kiện tiên quyết để tham gia nghiên cứu ở t21: nam, 2.5-41 tuổi, người chơi video có thói quen chơi game hơn XNUMX giờ mỗi ngày hoặc điểm Thang bổ sung trò chơi điện tử (CSAS-II)> XNUMX [29], xem bên dưới). Từ tháng 3 2012 đến tháng 1 2013, những người tham gia 64 có thể được phỏng vấn một lần nữa trong quá trình theo dõi t2 của nghiên cứu phỏng vấn theo chiều dọc. Trong dịp đo lường này, tổng cộng các đối tượng 54 đã đồng ý tham gia bổ sung vào dự án FLIP. Các đối tượng 54 này có thể được mô tả như sau: 53 Da trắng, 1 Châu Á. Tuổi trung bình tại t1 là 18.9 năm (SD = 1.1). 24 người trong số những người tham gia có trình độ học vấn cao hơn (Abitur trở lên), 24 người khác có trình độ trung học cơ sở (Realschule), 5 người được báo cáo là học trung học cơ sở (Hauptschule) và một người chưa tốt nghiệp.

Nghiện trò chơi video được đánh giá bằng CSAS II [29] tại t1. CSAS II dựa trên Thang đo nghiện Internet ISS-20 [35], [36], đã được mở rộng và điều chỉnh để đánh giá nghiện trò chơi video. CSAS-II bao gồm các vật phẩm 14 (thang điểm 4: 1  = không đúng để 4  = hoàn toàn đúng) và bao gồm các kích thước mối bận tâm / sự kiên nhẫn (Vật phẩm 4), xung đột (Vật phẩm 4), mất kiểm soát (Vật phẩm 2), triệu chứng cai nghiện (Các mục 2) và khoan dung (Vật phẩm 2). Các mục của CSAS-II cho thấy tính hợp lệ của khuôn mặt cao và công cụ thể hiện tính hợp lệ hội tụ tốt đối với các biện pháp tự đánh giá chủ quan của chứng nghiện trò chơi video [29], [30]. Ngoài ra, phân loại nghiện trò chơi video CSAS-II không chỉ liên quan đến hành vi chơi game quá mức mà còn xác định các biện pháp khác nhau về mức độ chức năng và mức độ hạnh phúc [29], [30], [37]. Các giới hạn chẩn đoán sau đây được sử dụng: 14 lối 34 = không hiệu quả, 35NH 41 = có nguy cơ bị nghiện và 42 Thẻ 56 = nghiện.

Theo phân loại của CSAS-II, vượt xa thời gian chơi game, những người tham gia 27 được phân loại là những người chơi video không có vấn đề, 17 có nguy cơ bị nghiện và 10 bị nghiện. Vì số lượng đối tượng bị điều tra ít, hai nhóm có nguy cơ trở thành người nghiện và người nghiện đã được tham gia để phân tích. Do đó, hai loại CSAS-II (không có vấn đề so với nguy cơ / nghiện) với mỗi đối tượng 27 đã được nghiên cứu trong nghiên cứu này.

Các vấn đề tâm lý và triệu chứng của tâm lý học được đánh giá tại t1 bằng cách sử dụng Bản kê khai triệu chứng ngắn gọn (BSI) [38]. Các tiểu cảnh nhạy cảm giữa các cá nhân (T = 52.26, SD = 11.81), trầm cảm (T = 53.98, SD = 11.64), lo lắng (T = 54.30, SD = 10.23), và sự thù địch (T = 52.20, SD  = 11.56) được sử dụng làm biến kiểm soát trong phân tích đa biến. Ngoài ra, triệu chứng ADHD, cũng được sử dụng làm biến kiểm soát, được đánh giá bằng cách sử dụng Kiểm tra ADHD cho người lớn (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Máy quét phẳng Avision IS1000 (Hsinchu, Đài Loan) đã được sử dụng để quét tay của người tham gia tại t2. Để tăng độ chính xác, các dấu nhỏ đã được vẽ trên các nếp gấp cơ bản của từng ngón trỏ và ngón đeo nhẫn của người tham gia trước khi quét. Cả hai tay được quét cùng một lúc, với lòng bàn tay hướng xuống, ở chế độ trắng đen. Chúng tôi đã sử dụng Chương trình thao tác hình ảnh GNU (GIMP, phiên bản 2.8.4; www.gimp.org) để đo chiều dài của ngón tay trỏ (2D) và vòng (4D) từ quét tay. Kỹ thuật này cung cấp độ tin cậy tốt [40]. Tổng chiều dài của chữ số thứ hai và thứ tư của tay trái và tay phải đã được định lượng từ giữa nếp gấp cơ bản đến đầu ngón tay và được xác định theo đơn vị pixel bằng công cụ đo lường GIMP. Các phép đo được thực hiện bởi ba cá nhân độc lập, những người mù với giả thuyết và mù với loại chẩn đoán. Giá trị trung bình của ba phép đo được tính cho chữ số thứ hai và thứ tư.

Các phân tích thống kê được tính toán bằng phần mềm SPSS 19 của IBM (Armonk, New York, Hoa Kỳ) và phần mềm R.

Kết quả

Sự khác biệt về tuổi tác giữa các nhóm không có vấn đề và có nguy cơ / nghiện ngập được phân tích bằng bài kiểm tra t của Học sinh; sự khác biệt về trình độ học vấn bằng bài kiểm tra chính xác của Fishe đối với các bảng dự phòng lớn hơn 2 × 2 [41], [42]. Cả hai nhóm CSAS II (không có vấn đề so với nguy cơ / nghiện) đều phù hợp với độ tuổi (t = 1.544, p = 0.129) và trình độ văn hóa (p = 0.381; xem Bảng 1).

Bảng 1 

Giá trị 2D trung bình: các giá trị 4D và Driên l ở các cá nhân có hành vi chơi trò chơi video không có vấn đề so với nguy cơ / nghiện.

Độ tin cậy của ba lần đo của các ngón tay được tính riêng cho từng ngón tay cho tay phải và tay trái bằng cách sử dụng hệ số tương quan giữa các lớp ngẫu nhiên hai chiều (ICC) [43]. ICC cũng được tính cho các tỷ lệ 2D: 4D và 2D phải: 4D, bên trái 2D: 4D (Dr phiên l). Độ tin cậy của ba bộ đo là cao cho cả tay phải (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), tay trái (2D: ICC = 0.996; 4D: IC ; 0.994D: 2D: ICC = 4) và trung bình số học (0.937D: 2D: ICC = 4). Độ tin cậy của các giá trị Dr Dr l cũng cao (ICC = 0.961).

Độ lệch so với phân phối bình thường đã được kiểm tra bằng thử nghiệm Kolmogorov - Smirnov. 2D: 4D (trung bình số học: Z = 0.931, p = 0.351, tay trái: Z = 0.550, p = 0.923, tay phải: Z = 0.913, p = 0.375) và Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) các giá trị không lệch khỏi phân phối chuẩn. Giá trị trung bình 2D: 4D và Dr – l được trình bày trong Bảng 1.

Sự khác biệt trong 2D: Các giá trị 4D và Dr XN 1 tùy thuộc vào trình độ học vấn đã được kiểm tra cho nhóm không nguy hiểm và có nguy cơ / nghiện bằng thử nghiệm Kruskal Wallis. Các hệ số tương quan Pearson đã được tính toán. Mối tương quan giữa các giá trị 2D: 4D cho tay phải so với tay trái là 0.788 (p <0.01). Các giá trị 2D: 4D và Dr – l không khác biệt đáng kể tùy thuộc vào trình độ học vấn trong phạm vi không có bài toán (trung bình số học: χ2(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, tay trái: χ2(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, tay phải: χ 2(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ2(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) và nhóm có nguy cơ / nghiện ngập (trung bình cộng: χ2(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, tay trái: χ2(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, tay phải: χ2(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ2(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Mối liên quan giữa các biện pháp của 2D: 4D (tay trái, tay phải, trung bình số học, DẠNG 1) và nghiện trò chơi điện tử (không có hiệu quả so với nhóm có nguy cơ / nghiện) được thử nghiệm theo phương pháp đa biến không tham số dựa trên nguyên tắc đệ quy không tham số phân vùng, tức là cây suy luận có điều kiện (C-Tree; [44], [45]). Kiểm soát độ nhạy cảm giữa các cá nhân, trầm cảm, lo âu, thù địch và ADHD, có thể so sánh với một dự báo hồi quy không quan trọng từng bước được loại trừ. Sử dụng thuật toán C-Tree, giả thuyết toàn cầu về tính độc lập giữa bất kỳ biến đầu vào và biến trả lời nào được kiểm tra bằng khung kiểm tra hoán vị [46]. Đối với các biến số, thuật toán C-Tree thực hiện phân chia nhị phân trong biến đầu vào được chọn. Để xác định phân chia nhị phân tốt nhất của Wikipedia, một số tiêu chí phân chia được cung cấp (ví dụ: tầm quan trọng của Gini, một tạp chất của Nút hay hoặc entropy ấn). Tuy nhiên, hầu hết các tiêu chí phân tách không được áp dụng cho các biến trả lời tương quan hoặc các biến trả lời được đo bằng các định dạng tỷ lệ khác nhau (ví dụ: số liệu và danh nghĩa). Do đó, chúng tôi sử dụng khung kiểm tra hoán vị được mô tả bởi Hothorn et al. [47] (trang 6, phương trình 3). Do các phép thử hoán vị lấy được các giá trị p từ các phân phối hoán vị đặc trưng mẫu của thống kê kiểm tra, nên chỉ có các giá trị p được báo cáo. Gói R bên Đảng (một phòng thí nghiệm để phân vùng đệ quy; [47], [48]) đã được sử dụng cho phân tích này.

Trong các phân tích không tham số đa biến, các biện pháp 2D: 4D (trung bình số học, tay trái, tay phải) có liên quan đến nghiện trò chơi điện tử (không có hiệu quả so với nhóm có nguy cơ / nghiện) khi kiểm soát độ nhạy cảm giữa các cá nhân, trầm cảm, lo lắng, thù địch và ADHD: 1. Những người tham gia nghiên cứu có tỷ lệ 2D: 4D trung bình thấp hơn 0.966 cho thấy nguy cơ nghiện game video cao hơn đáng kể (p = 0.027, d  = 0.71). 2. Đối với tay trái, những người tham gia nghiên cứu có tỷ lệ 2D: 4D thấp hơn 0.982 cho thấy nguy cơ nghiện trò chơi điện tử cao hơn đáng kể (p = 0.013, d = 0.93). 3. Đối với những người tham gia nghiên cứu bên phải có tỷ lệ 2D: 4D thấp hơn 0.979 cho thấy nguy cơ nghiện trò chơi điện tử cao hơn đáng kể ở mức độ p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Hơn nữa, những người tham gia nghiên cứu có điểm cao hơn 60 (T-score) trên ADHS-E đặc biệt có nguy cơ (p = 0.078, d = 0.69). Không tìm thấy mối liên quan đáng kể nào đối với Dr – 1 (p = 0.127). Hình 1a đến 1c minh họa nguy cơ nghiện trò chơi video đối với trung bình 2D: 4D, cũng như các giá trị 2D bên trái và bên phải trong C-Tree. Không phụ thuộc vào 4D được báo cáo: 2D đã cắt bỏ các giá trị có nghĩa là sự khác biệt của nhóm trong các biện pháp 4D: Có thể quan sát thấy 2D giữa không có vấn đề và có nguy cơ / nghiện, ví dụ như 4D: 2D Hình 2 sử dụng phân tích tương tự với các biến phụ thuộc và độc lập đảo ngược. Cùng với nhau, những kết quả này chỉ ra rằng các game thủ video có nguy cơ / nghiện có tỷ lệ 2D: 4D nhỏ hơn.

Hình 1 

Điều kiện suy luận lô cây.
Hình 2 

Cốt truyện cây có điều kiện.

Để ước tính giá trị của tỷ lệ 2D: 4D như một thử nghiệm chẩn đoán phân biệt đối xử của những người nghiện trò chơi video / có nguy cơ so với các kiểm soát với hành vi chơi trò chơi không có vấn đề, chúng tôi đã sử dụng phân tích ROC để tính toán các giá trị AUC, cũng như độ nhạy và độ đặc hiệu tại điểm Youden [49] (điểm trên đường cong ROC trong đó tổng độ nhạy và độ đặc hiệu được tối đa hóa). Phân tích ROC cho thấy độ chính xác chẩn đoán của tỷ lệ 2D: 4D của tay trái là cao nhất (AUC 0.704, độ nhạy 0.852, độ đặc hiệu 0.556), tiếp theo là của bàn tay phải (AUC 0.639, độ nhạy 0.815, độ đặc hiệu 0.481). Theo Hanley và McNeil [50] chúng tôi đã kiểm tra sự khác biệt trong AUC được ghép nối mà không có kết quả quan trọng (Z = 1.147, p = 0.25).

Thảo luận

Đây là cuộc điều tra đầu tiên liên quan đến phơi nhiễm androgen trước khi sinh với hành vi chơi trò chơi video gây nghiện. Trong nghiên cứu này, chúng tôi đã tìm thấy các giá trị 2D: 4D có ý nghĩa thấp trong các đối tượng có nguy cơ và hành vi chơi trò chơi video gây nghiện. Hiệu ứng kích thước lớn hơn d = 0.66 chỉ đến hiệu ứng từ trung bình đến mạnh [51]. Không có yếu tố dự đoán nào khác, ngoại trừ các triệu chứng của ADHD đối với các tính toán 2D phải: các tính toán 4D có ý nghĩa thống kê trong các phân tích không tham số đa biến. Mối liên quan được quan sát giữa trò chơi video có nguy cơ / nghiện và các giá trị 2D thấp: 4D có thể được diễn giải theo nhiều cách. (1) Một giá trị 2D nhỏ: 4D trực tiếp gây ra hành vi chơi trò chơi gây nghiện; tuy nhiên, không có bằng chứng trong tài liệu để hỗ trợ khả năng này. (2) Hành vi chơi trò chơi gây nghiện trực tiếp gây ra các giá trị 2D: 4D thấp. Tuy nhiên, khả năng này là không thể xảy ra vì các nghiên cứu trước đây đã chứng minh rằng giá trị 2D: 4D không đổi trong suốt cuộc đời sau khi sinh [52]. (3) Một cơ chế chung chịu trách nhiệm cho cả các giá trị 2D thấp: 4D và hành vi chơi trò chơi gây nghiện. Dựa trên dữ liệu hiện có, một yếu tố như vậy cung cấp lời giải thích có khả năng nhất. Các kết quả của phép tính 2D: 4D C với khả năng giải thích thêm về các triệu chứng của ADHD cũng hỗ trợ giải thích này. Chơi game gây nghiện thường xuyên hơn ở nam giới [29]–[32] và được liên kết với ADHD [34] và cảm giác tìm kiếm [33]. Tất cả các tính năng này trước đây đã được liên kết với các giá trị 2D: 4D thấp. Một lý do phổ biến cho các hiệp hội này dường như là một lượng androgen cao trong thai kỳ.

Hiểu được các con đường dẫn từ testosterone trước khi sinh tăng cường đến nghiện game sẽ rất quan trọng để xác định các chính sách tiềm năng nhắm mục tiêu nghiện trò chơi video. Testosterone trước khi sinh có thể gây ra hành vi gây nghiện thông qua một số kênh bao gồm: (1) Sự phong phú testosterone trước khi sinh điều chỉnh hệ thống thưởng mesolimbic [53] do đó có khả năng ảnh hưởng đến hành vi chơi game gây nghiện ở người lớn. (2) Các quy tắc cụ thể của thế giới mạng so với thế giới thực có thể bù đắp những hạn chế trong khả năng tương tác xã hội do tải lượng testosterone trước khi sinh cao. Nồng độ testosterone của thai nhi cao hơn đã được chứng minh là làm giảm sự đồng cảm và khả năng giải mã biểu hiện trên khuôn mặt cảm xúc, tức là để hiểu những gì người khác nghĩ và cảm nhận [54]. Cùng với đó, các giá trị 2D: 4D thấp hơn có liên quan đến việc giảm sự đồng cảm ở nam giới [55]. Hơn nữa, một 2D nhỏ hơn: 4D được liên kết với sự nghi ngờ xã hội bừa bãi hơn [56]. Do đó, testosterone trước khi sinh cao có thể gây ra các vấn đề giữa các cá nhân và sự cô lập xã hội và do đó, đòi hỏi hành vi chơi trò chơi video bệnh lý như một chiến lược đối phó. (3) Có khả năng các khả năng hỗ trợ hoặc cản trở việc sử dụng máy tính điều chỉnh nguy cơ phát triển chứng nghiện trò chơi video của một người. Do đó, kết quả của chúng tôi đồng tình với các kết quả trước đây liên quan đến 2D thấp: 4D với các kỹ năng lập trình liên quan đến Java và các giá trị 2D: 4D cao với sự lo lắng liên quan đến máy tính [57].

Trước đây, chúng tôi đã tìm thấy giá trị 2D: 4D trung bình thấp ở những người nghiện rượu [26], một rối loạn nghiện liên quan đến chất. Đáng chú ý là các giá trị 2D: 4D thấp cũng xảy ra ở những người nghiện nghiện trò chơi video, đây là một rối loạn gây nghiện không liên quan đến chất gây nghiện ở nam nhiều hơn nữ. Kết quả này nhấn mạnh sự tương đồng giữa nghiện liên quan đến chất gây nghiện và nghiện chơi game trên internet [58]. Theo DSM-5, rối loạn chơi game trên internet được đưa vào phần phụ lục như một chủ đề để nghiên cứu thêm. Các tài liệu cho thấy một cơ sở sinh học của nghiện máy tính và chơi game internet [59]–[61]. Các kết quả được trình bày ở đây cung cấp thêm bằng chứng cho một cơ sở sinh học của chứng nghiện chơi game trên internet và do đó, đưa ra một lập luận cho việc phân loại nó là một rối loạn nghiện.

Nhiều hiện tượng đã được liên kết với các giá trị 2D thấp: 4D, hầu hết đều tương thích với giả thuyết não siêu nam. Do đó, các giá trị 2D: 4D thấp có thể được coi là một ủy quyền của tổ chức não siêu nam giới endophenotype. Tuy nhiên, ảnh hưởng chính xác của tải lượng androgen trước khi sinh cao đối với cuộc sống của một cá nhân và đối với hành vi trưởng thành trong tương lai của cá nhân đó cũng phải phụ thuộc vào các biến số và ảnh hưởng bổ sung. Kiểu hình hành vi cụ thể phát triển là kết quả của tổ chức não siêu nam rất có thể phụ thuộc vào vô số các yếu tố di truyền và môi trường trải qua trong suốt cuộc đời của một cá nhân. Do đó, sự hiện diện của các giá trị 2D: 4D thấp không gợi ý chẩn đoán hoặc tiên lượng cụ thể cho bất kỳ cá nhân nào. Tuy nhiên, kiến ​​thức về 2D: Các giá trị 4D có thể hỗ trợ cải thiện chẩn đoán và tiên lượng của một cá nhân liên quan đến các hành vi và rối loạn có vấn đề khác nhau khi được sử dụng kết hợp với các dấu hiệu khác.

Những kết quả này có thể có ý nghĩa quan trọng đối với chẩn đoán, phòng ngừa và hậu quả của việc chơi game gây nghiện. Chỉ một giá trị 2D: 4D không phải là chẩn đoán của trò chơi gây nghiện, nhưng yếu tố này có thể tạo thuận lợi cho chẩn đoán khi được sử dụng cùng với các dấu hiệu khác. Giá trị 2D thấp: giá trị 4D có thể giúp xác định các cá nhân có nguy cơ phát triển trò chơi gây nghiện trong tương lai và do đó, có thể hỗ trợ phòng ngừa. Một số nỗ lực đã được thực hiện để dự đoán sự phát triển của nghiện game internet ở các cá nhân [62]–[67]. Giá trị 2D thấp: giá trị 4D là điểm đánh dấu đặc điểm mới; kết hợp với các dấu hiệu khác, việc sử dụng nó có thể cải thiện dự đoán về sự phát triển trong tương lai hoặc chẩn đoán nghiện game internet hiện tại. Các mô hình dự đoán được cải thiện như vậy có thể cho phép phát triển các chiến lược phòng ngừa hiệu quả.

Chúng tôi đã điều tra các cá nhân trong một độ tuổi hẹp; hơn nữa, tuổi trung bình không khác nhau giữa hai nhóm. Trong các nghiên cứu trước đây, tuổi hoàn toàn chỉ liên quan đến các giá trị 2D: 4D [68]. Do đó, tuổi không được xem xét trong các phân tích phi tham số. Đáng chú ý, trình độ học vấn không khác biệt giữa hai nhóm được điều tra trong nghiên cứu này.

Trong các phân tích bổ sung, chúng tôi cũng đã kiểm tra mối quan hệ không đơn điệu có thể có giữa các biện pháp 2D: 4D và nghiện trò chơi video bằng cách sử dụng tổng điểm CSAS-II, vì điều này đã được báo cáo ví dụ cho các biện pháp 2D: 4D và lòng vị tha [69]. Các phân tích hồi quy tuyến tính cho thấy không có xu hướng tuyến tính, bậc hai hoặc kết hợp đáng kể - cũng với sự biến đổi logarit của trung bình số học (xem [69]). Hơn nữa, những kết quả này đã được xác nhận bằng các phân tích hồi quy không tham số [70], [71]. Các phân tích này cùng nhau hỗ trợ giả định coi nghiện game video là một cấu trúc phân loại với các thể loại riêng biệt về chất lượng (không có vấn đề so với vấn đề, tức là có nguy cơ / nghiện), như đã báo cáo trước đây về nghiện rượu [72].

Thời gian dành cho chơi game video một mình không xác định nghiện. Đối với chẩn đoán Nghiện trò chơi video, các tiêu chí khác phải được đáp ứng: mối bận tâm, rút ​​tiền, dung nạp, mất kiểm soát và tiếp tục sử dụng bất chấp hậu quả tiêu cực. Một điểm mạnh của nghiên cứu này là thành phần của những người tham gia. Tất cả những người tham gia đã dành một chút thời gian mỗi ngày để chơi trò chơi video, nhưng chỉ một nửa số người tham gia có các tiêu chí bổ sung xác định họ có nguy cơ / nghiện (theo đánh giá của CSAS-II). Do đó, kết quả của chúng tôi xác định 2D: 4D là một yếu tố rủi ro liên quan cụ thể đến nghiện trò chơi video, không chỉ đối với trò chơi video mỗi lần chơi.

Một số hạn chế nghiên cứu cần được lưu ý. Chúng tôi đã sử dụng một thiết kế kiểm soát trường hợp đơn, trung tâm, cắt ngang, cho phép phát hiện các mối liên hệ mà không có mối quan hệ nhân quả. Ngoài ra, chúng tôi chỉ điều tra nam giới và nhóm mẫu tương đối nhỏ. Kích thước hiệu ứng mạnh mẽ của 2D: 4D đối với chứng nghiện chơi trò chơi video có thể cho phép phát hiện sự khác biệt của nhóm mặc dù số lượng đối tượng tương đối thấp. Trong nghiên cứu trước đây của chúng tôi, chúng tôi cũng tìm thấy kích thước ảnh hưởng mạnh mẽ liên quan đến 2D: 4D đối với nghiện rượu [26]. Bởi vì sự khác biệt giới tính nổi tiếng trong hành vi gây nghiện [5], các nghiên cứu trong tương lai nên bao gồm nữ giới, nên bao gồm các dân tộc khác và cũng nên bao gồm một cỡ mẫu lớn hơn.

Lời cảm ơn

Chúng tôi xin cảm ơn tất cả những người tham gia, trợ lý sinh viên của chúng tôi Julia Web mét và quản trị viên hệ thống CNTT André Liedtke của chúng tôi.

Báo cáo tài trợ

Tài trợ cho nghiên cứu này được cung cấp bởi các khoản tài trợ nội bộ từ Bệnh viện Đại học Friedrich-Alexander-Đại học Erlangen-Nieders và Bộ Khoa học và Văn hóa của Lower Sachsen. Các nhà tài trợ không có vai trò trong thiết kế nghiên cứu, thu thập và phân tích dữ liệu, quyết định xuất bản hoặc chuẩn bị bản thảo.

dự án

KHAI THÁC. Zheng Z, Cohn MJ (1) Cơ sở phát triển của tỷ lệ chữ số lưỡng hình tình dục. Proc Natl Acad Sci USA 2011: 108 tầm 16289 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Manning JT, Scutt D, Wilson J, Lewis-Jones DI (2) Tỷ lệ 1998nd và 2th chiều dài chữ số: một yếu tố dự đoán số lượng tinh trùng và nồng độ testosterone, hormone luteinizing và estrogen. Hum Reprod 4: 13 XN 3000 [PubMed]
KHAI THÁC. Manning JT, Bundred PE, Flanagan BF (3) Tỷ lệ 2002nd và 2th chiều dài chữ số: một proxy cho hoạt động giao dịch của gen thụ thể androgen? Giả thuyết Med 4 :: 59 tầm 334. S336 [pii]. [PubMed]
KHAI THÁC. Hönekopp J, Watson S (4) Phân tích tổng hợp tỷ lệ chữ số 2010D: 2D cho thấy sự khác biệt giới tính lớn hơn ở bàn tay phải. Am J Hum Biol 4: 22 tầm 619 / ajhb.63010.1002 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Lenz B, Müller CP, Stoecraft C, Sperling W, Biermann T, et al. (5) Hoạt động của hormone giới tính trong nghiện rượu: Tích hợp các tác động tổ chức và hoạt động. Prog Neurobiol 2012: 96 tầm 136 [PubMed]
KHAI THÁC. Tỷ lệ số Hönekopp J (6) 2012D: 2D liên quan đến rối loạn phổ tự kỷ, đồng cảm và hệ thống hóa: đánh giá định lượng. Tự kỷ Res 4: 5 tầm 221 / aur.23010.1002 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Teatero ML, Netley C (7) Một đánh giá quan trọng về nghiên cứu về lý thuyết não cực đoan và tỷ lệ chữ số (2013D2D). J Tự kỷ Dev Bất hòa. 4 / s10.1007-10803-013-1819 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Stevenson JC, Everson PM, Williams DC, Hipskind G, Grimes M, et al. (8) Các triệu chứng thiếu hụt / tăng động chú ý (ADHD) và tỷ lệ chữ số trong một mẫu đại học. Am J Hum Biol 2007: 19 tầm 41 / ajhb.5010.1002 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Martel MM, Gobrogge KL, Breedlove SM, Nigg JT (9) Tỷ lệ ngón tay nam tính của nam, nhưng không phải nữ, có liên quan đến rối loạn tăng động giảm chú ý. Behav Neurosci 2008: 122 phạm 273-2812008-03769 [pii]; 003 / 10.1037-0735 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Hönekopp J, Schuster M (10) Một phân tích tổng hợp về 2010D: 2D và năng lực thể thao: các mối quan hệ đáng kể nhưng không đưa ra các dự đoán khác. Khác biệt cá nhân 4: 48 XN XNX
KHAI THÁC. Hönekopp J, Manning T, Müller C (11) Tỷ lệ chữ số (2006D: 2D) và thể lực ở nam và nữ: Bằng chứng về ảnh hưởng của androgen trước khi sinh đối với các đặc điểm được lựa chọn giới tính. Horm Behav 4: 49 tầm 545 [PubMed]
KHAI THÁC. Tỷ lệ chữ số Chai XJ, Jacobs LF (12) dự đoán cảm giác về hướng ở phụ nữ. PLoS ONE 2012: e7 / Tạp chí.pone.3281610.1371 []; PONE-D-0032816-11 [pii]. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Puts DA, McDaniel MA, Jordan CL, Breedlove SM (13) Khả năng không gian và androgen trước khi sinh: Phân tích tổng hợp các nghiên cứu về tăng sản tuyến thượng thận bẩm sinh và tỷ lệ chữ số (2008D: 2D). Arch Sex Behav 4: 37 tầm 100 [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Peters M, Manning JT, Reimers S (14) Ảnh hưởng của giới tính, xu hướng tính dục và tỷ lệ chữ số (2007D: 2D) đối với hiệu suất xoay chuyển tinh thần. Arch Sex Behav 4: 36 tầm 251 [PubMed]
KHAI THÁC. Sanders G, Bereczkei T, Csatho A, Manning J (15) Tỷ lệ của 2005nd so với 2th chiều dài ngón tay dự đoán khả năng không gian ở nam giới chứ không phải phụ nữ. Cortex 4: 41 lên 789 [PubMed]
KHAI THÁC. Brañas-Garza P, Rustichini A (16) Tổ chức tác dụng của testosterone và hành vi kinh tế: không chỉ là chấp nhận rủi ro. PLoS ONE 2011: e6 / Tạp chí.pone.2984210.1371 []; PONE-D-0029842-11 [pii]. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Brookes H, Neave N, Hamilton C, Fink B (17) Tỷ lệ chữ số (2007D: 2D) và phân tầng hóa để định lượng bằng số. J Khác biệt cá nhân 4: 28 0,5 55
KHAI THÁC. Kempel P, Gohlke B, Klempau J, Zinsberger P, Reuter M, et al. (18) Chiều dài chữ số thứ hai đến thứ tư, testosterone và khả năng không gian. Thông minh 2005: 33 lên 215
KHAI THÁC. Luxen MF, Buunk BP (19) Tỷ lệ chữ số thứ hai đến thứ tư liên quan đến trí thông minh bằng lời nói và số và Big Five. Khác biệt cá nhân 2005: 39 XN XNX
KHAI THÁC. Millet K, Dewitte S (20) Tỷ lệ chữ số thứ hai đến thứ tư và hành vi hợp tác. Biol Psychol 2006: 71 tầm 111 [PubMed]
KHAI THÁC. Millet K, Dewitte S (21) Sự hiện diện của các dấu hiệu xâm lược làm đảo ngược mối quan hệ giữa tỷ lệ chữ số (2009D: 2D) và hành vi xã hội trong một trò chơi độc tài. Br J Psychol 4: 100 tầm 151 [pii]; 162300676 / 10.1348X000712608 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Hönekopp J, Voracek M, Manning JT (22) 2006nd với tỷ lệ chữ số 2th (4D: 2D) và số lượng bạn tình: bằng chứng về tác dụng của testosterone trước khi sinh ở nam giới. Tâm lý học tâm thần 4: 31 tầm 30 [PubMed]
KHAI THÁC. Manning JT, Fink B (23) Tỷ lệ chữ số (2008D: 2D), sự thống trị, thành công sinh sản, không đối xứng và tính xã hội trong Nghiên cứu Internet của BBC. Am J Hum Biol 4: 20 tầm 451 / ajhb.46110.1002 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Hönekopp J, Bartkeept L, Beier L, Liebert A (24) Tỷ lệ chiều dài chữ số thứ hai đến thứ tư (2007D: 2D) và mức độ hormone giới tính trưởng thành: Dữ liệu mới và đánh giá tổng hợp. Tâm lý học tâm thần 4: 32 hung 313S321-0306 (4530) 07-00035 [pii]; 2 / j.psyneuen.10.1016 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Breedlove SM (25) Minireview: Giả thuyết tổ chức: các trường hợp của fingerpost. Nội tiết 2010: 151 hung 4116en.4122-2010 [pii]; 0041 / en.10.1210-2010 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Kornhuber J, Erhard G, Lenz B, Kraus T, Sperling W, et al. (26) Tỷ lệ chữ số thấp 2011D: 2D ở bệnh nhân nghiện rượu. PLoS MỘT 4: e6 / Tạp chí.pone.1933210.1371 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Jackson CP, Matthews G (27) Dự đoán về việc sử dụng rượu theo thói quen từ những kỳ vọng và tính cách liên quan đến rượu. Rượu cồn 1988: 23 lên 305 [PubMed]
KHAI THÁC. Lex BW (28) Một số khác biệt về giới tính ở người sử dụng rượu và thuốc gây nghiện. Sức khỏe tâm lý 1991: 10 lên 121 [PubMed]
KHAI THÁC. Rehbein F, Kleimann M, Mößle T (29) Các yếu tố phổ biến và rủi ro của sự phụ thuộc trò chơi video ở tuổi thiếu niên: Kết quả của một cuộc khảo sát toàn quốc của Đức. Cyberpsychol Behav Mạng xã hội 2010: 13 XN 269 [PubMed]
KHAI THÁC. Rehbein F, Mößle T, Arnaud N, Rumpf HJ (30) [Trò chơi điện tử và nghiện internet: Hiện trạng nghiên cứu]. Nervenarzt 2013: 84 phạm 569 / s57510.1007-00115-012-3721 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Wenzel HG, Bakken IJ, Johansson A, Götestam KG, Oren A (31) Trò chơi máy tính quá mức giữa những người lớn Na Uy: tự báo cáo hậu quả của việc chơi và liên quan đến các vấn đề sức khỏe tâm thần. Psychol Rep 2009: 105 XN 1237 [PubMed]
KHAI THÁC. Wölfling K, Thalemann R, Grüsser-Sinopoli SM (32) Computerpielsucht: Ein psychpathologischer Symptomkomplex im Jugendalter. Tâm thần học Prax 2008: 35 0,5 226 [PubMed]
KHAI THÁC. Lin SSJ, Tsai CC (33) Tìm kiếm cảm giác và sự phụ thuộc internet của thanh thiếu niên trung học Đài Loan. Tính toán hành vi của con người 2013: 18 tầm 411
KHAI THÁC. Weinstein A, Weizman A (34) Liên kết mới nổi giữa chơi game gây nghiện và rối loạn thiếu tập trung / hiếu động thái quá. Tâm thần học Curr Rep 2012: 14 phạm 590 / s59710.1007-11920-012-x []. [PubMed]
KHAI THÁC. Hahn A, Jerusalem M (35) Internetsucht: Reliabilität und Validität in der Online-Forschung. Trong: Theobald A, Dreyer M, Starsetzki T, biên tập viên. Handbuch zur Trực tuyến-Marktforschung. Beiträg aus Wissenschaft und Praxis. Wiesbaden: Babler. Trang 2001 tầm 211.
KHAI THÁC. Hahn A, Jerusalem M (36) Die Internetsuchtskala (ISS): Psychometrische Eigenschaften und Validität. Trong: Mücken D, Teske A, Rehbein F, Te Wildt B, biên tập viên. Tiên tri, chẩn đoán và Therapie von Computerpielabhängigkeit. Lengerich: Nhà xuất bản Khoa học Nhà thờ. Trang 2010 tầm 185.
KHAI THÁC. Rehbein F, Mößle T, Jukschat N, Zenses EM (37) Zur psychosozialen Belastung exzessiver und abhängiger Computerpieler im Jugend- und Erwachsenenalter. Suchttherapie 2011: 12 tầm 64
38. Franke GH (2000) Bản kiểm kê triệu chứng tóm tắt von LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - Phiên bản Deutsche. Göttingen: Thử nghiệm Beltz GmbH.
KHAI THÁC. Schmidt A, Petermann F (39) ADHS-E ADHS Sàng lọc für Erwachsene. München: Pearson-Verlag.
KHAI THÁC. Bailey AA, Hurd PL (40) Tỷ lệ chiều dài ngón tay (2005D: 2D) tương quan với sự gây hấn về thể chất ở nam giới nhưng không phải ở phụ nữ. Biol Psychol 4: 68 tầm 215 [PubMed]
41. Clarkson DB, Fan Y, Joe H (1993) Nhận xét về thuật toán 643: FEXACT: Một thuật toán để thực hiện Văn bản Chính xác của Fisher trong rxc Bảng ngẫu nhiên. Giao dịch ACM trên phần mềm toán học 19: 484 lên 488
42. Các thuật toán Mehta CR, Patel NR (1986) 643. FEXACT: Một chương trình con fortran cho Kiểm tra Chính xác của Fisher trên không có thứ tự r * c Bảng ngẫu nhiên. Giao dịch ACM trên phần mềm toán học 12: 154 lên 161
KHAI THÁC. Müller R, Büttner P (43) Một cuộc thảo luận quan trọng về các hệ số tương quan nội hàm. Stat Med 1994: 13 lên 2465 [PubMed]
KHAI THÁC. Strobl C, Malley J, Tutz G (44) Giới thiệu về phân vùng đệ quy: lý do, ứng dụng và đặc điểm của cây phân loại và hồi quy, đóng bao và rừng ngẫu nhiên. Phương pháp psychol 2009: 14 XN XNXX-323-3482009 [pii]; 22665 / a002 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (45) Phân vùng đệ quy không thiên vị: một khung suy luận có điều kiện. J Comput Statical Stat 2006: 15e651
KHAI THÁC. Strasser H, Weber C (46) Trên lý thuyết tiệm cận của thống kê hoán vị. Phương pháp toán học thống kê 1999: 8e220
KHAI THÁC. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (47): Một phòng thí nghiệm cho tiệc tùng đệ quy. Có sẵn: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.168.2941&rep=rep1&type=pdf Truy cập 2013 tháng 10 5.
KHAI THÁC. Hothorn T, Hornik K, Strobl C, Zeileis A (48) Một phòng thí nghiệm để phân vùng đệ quy. Có sẵn: http://cran.r-project.org/web/packages/party/party.pdf Truy cập 2013 tháng 10 5.
KHAI THÁC. Chỉ số Youden WJ (49) cho các xét nghiệm chẩn đoán xếp hạng. Ung thư 1950: 3 lên 32 [PubMed]
KHAI THÁC. Hanley JA, McNeil BJ (50) Ý nghĩa và cách sử dụng của khu vực dưới đường cong đặc tính vận hành máy thu (ROC). X quang 1982: 143 tầm 29 [PubMed]
KHAI THÁC. Cohen J (51) Phân tích sức mạnh thống kê cho các ngành khoa học hành vi (Tập. 1988). Hillsdale, New York: Erlbaum.
KHAI THÁC. Malas MA, Dogan S, Evcil EH, Desdicioglu K (52) Sự phát triển của thai nhi của bàn tay, chữ số và tỷ lệ chữ số (2006D: 2D). Đầu Hum Dev 4: 82 XN 469 [PubMed]
KHAI THÁC. MV Oliverardo, Ashwin E, Auyeung B, Chakrabarti B, Lai MC, et al. (53) Ảnh hưởng lập trình của thai nhi đối với testosterone đối với hệ thống khen thưởng và xu hướng tiếp cận hành vi ở người. Biol Tâm thần 2012: 72NH 839S847-0006 (3223) 12-00499 [pii]; 4 / j.biopsych.10.1016 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
54. Chapman E, Baron-Cohen S, Auyeung B, Knickmeyer R, Taylor K, et al. (2006) Testosterone ở thai nhi và sự đồng cảm: bằng chứng từ thương số thấu cảm (EQ) và bài kiểm tra “đọc ý nghĩ trong mắt”. Sóc thần kinh 1: 135–148759346795 [pii]; 10.1080 / 17470910600992239 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Von Horn A, Bäckman L, Davidsson T, Hansen S (55) Tỷ lệ đồng cảm, hệ thống hóa và độ dài ngón tay trong một mẫu của Thụy Điển. Scand J Psychol 2010: 51 hung 31SJOP37 [pii]; 725 / j.10.1111-1467.x []. [PubMed]
KHAI THÁC. De Neys W, Hopfensitz A, Bonefon JF (56) Tỷ lệ chữ số thứ hai đến thứ tư thấp dự đoán sự nghi ngờ xã hội bừa bãi, không cải thiện phát hiện độ tin cậy. Biol Lett 2013: 9rsbl.20130037 [pii]; 2013.0037 / rsbl.10.1098 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Tỷ lệ chữ số của Brosnan M, Gallop V, Iftikhar N, Keogh E (57) (2011D: 2D), hiệu suất học tập trong khoa học máy tính và lo lắng liên quan đến comupter. Khác biệt cá nhân 4: 51 XN XNX
KHAI THÁC. Kuss DJ, Griffiths MD (58) Nghiện Internet và chơi game: một tổng quan tài liệu có hệ thống về các nghiên cứu về thần kinh học. Brain Sci 2012: 2 tầm 347
KHAI THÁC. Hewig J, Kretschmer N, Trippe RH, Hecht H, Coles MG, et al. (59) Quá mẫn cảm với phần thưởng trong các con bạc có vấn đề. Biol Tâm thần 2010: 67NH 781S783-0006 (3223) 09-01346 [pii]; 8 / j.biopsych.10.1016 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Kim SH, Baik SH, Park CS, Kim SJ, Choi SW, et al. (60) Giảm thụ thể dopamine D2011 xuất hiện ở những người nghiện Internet. NeuroReport 2: 22 tầm 407 / WNR.41110.1097b0e013e328346e []. [PubMed]
KHAI THÁC. Hou H, Jia S, Hu S, Fan R, Sun W, et al. (61) Giảm vận chuyển dopamine xuất hiện ở những người bị rối loạn nghiện internet. J Biomed Biotechnol 2012: 2012 / 85452410.1155 / 2012 []. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Kim KS, Kim KH (62) [Một mô hình dự đoán cho việc nghiện trò chơi internet ở thanh thiếu niên: sử dụng phân tích cây quyết định]. J Hàn lâm Y tá Hàn Quốc 2010: 40 tầm 378 [pii]; 388201006378 / jkan.10.4040 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Mößle T, Rehbein F (63) Những dự báo về việc sử dụng trò chơi video có vấn đề trong thời thơ ấu và thanh thiếu niên. Ví dụ như 2013: 59
KHAI THÁC. Hussain Z, Griffiths MD, Baguley T (64) Nghiện chơi game trực tuyến: phân loại, dự đoán và các yếu tố rủi ro liên quan. Nghiện lý thuyết ResictX 2011: 20 tầm 1
KHAI THÁC. Ko CH, Yen JY, Chen CS, Yeh YC, Yen CF (65) Giá trị tiên đoán của các triệu chứng tâm thần đối với nghiện internet ở thanh thiếu niên: một nghiên cứu triển vọng trong năm của 2009. Arch Pediatr Adolesc Med 2: 163 hung 937 / 943163 / 10 [pii]; 937 / archpediatrics.10.1001 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Rehbein F, Baier D (66) Một nghiên cứu dài năm năm điều tra các yếu tố rủi ro liên quan đến gia đình, truyền thông và trường học về nghiện game video. Tâm lý học truyền thông J 2013: 25 tầm 118
KHAI THÁC. Dân ngoại DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, et al. (67) Sử dụng trò chơi video bệnh lý trong giới trẻ: một nghiên cứu dài hai năm. Nhi khoa 2011: e127 hung e319peds.329-2010 [pii]; 1353 / peds.10.1542-2010 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Manning JT (68) Tỷ lệ chữ số (2010D: 2D), sự khác biệt giới tính, hình học và chiều dài ngón tay của những người tuổi 4-12: Bằng chứng từ nghiên cứu internet của Tập đoàn truyền hình Anh (BBC). Am J Hum Biol 30: 22 tầm 604 / ajhb.60810.1002 []. [PubMed]
KHAI THÁC. Brañas-Garza P, Kovárík J, Neyse L (69) Tỷ lệ chữ số thứ hai đến thứ tư có tác động không đơn điệu đối với lòng vị tha. PLoS ONE 2013: e8 / Tạp chí.pone.6041910.1371 []; PONE-D-0060419-12 [pii]. [Bài viết miễn phí của PMC] [PubMed]
KHAI THÁC. Bowman AW (70) So sánh các bề mặt không định lượng. Mô hình thống kê 2006: 6 lên 279
KHAI THÁC. Bowman AW, Azzalini A (71) Các kỹ thuật làm mịn ứng dụng để phân tích dữ liệu: Phương pháp tiếp cận hạt nhân với minh họa S-Plus. Oxford: Nhà xuất bản Đại học Oxford.
KHAI THÁC. Phân tích đo lường của Kerridge BT, Saha TD, Gmel G, Rehm J (72) về rối loạn sử dụng rượu DSM-IV và DSM-2013. Rượu ma túy phụ thuộc 5: 129NH 60S69-0376 (8716) 12-00374 [pii]; 2 / j.drrifcdep.10.1016 []. [PubMed]