Free Press

Abstract

Autoři hodnotili vliv rodinných faktorů a znevýhodnění komunity na změny skóre inteligenčního kvocientu (IQ) dětí od 6 let do 11 let. Údaje byly získány z longitudinální studie neuropsychiatrických následků nízké porodní hmotnosti ve dvou socioekonomicky odlišných, geograficky vymezených komunitách v metropolitní oblasti Detroitu ve státě Michigan. Reprezentativní vzorky dětí s nízkou porodní hmotností a dětí s normální porodní hmotností z města Detroit (město) a z blízkého předměstí střední třídy (předměstí) byly hodnoceny ve věku 6 let (v letech 1990-1992) a 11 let (v letech 1995-1997) (n = 717). IQ dětí bylo měřeno pomocí Wechslerovy inteligenční škály pro děti-Revised. Zvažované rodinné faktory zahrnovaly IQ matky, vzdělání a rodinný stav. Byla použita vícenásobná regresní analýza s použitím zobecněných odhadních rovnic. IQ městských dětí bez ohledu na porodní hmotnost klesalo od 6 let do 11 let. Posun směrem dolů zvýšil o 50 % podíl městských dětí, které dosáhly skóre o 1 směrodatnou odchylku nižšího, než je standardizovaný průměr IQ 100. U dětí z předměstí byla pozorována zanedbatelná změna. IQ matky, vzdělání a rodinný stav a nízká porodní hmotnost předpovídaly IQ ve věku 6 let, ale nesouvisely se změnou IQ. Vyrůstání v rasově segregované a znevýhodněné komunitě může více než individuální a rodinné faktory přispívat k poklesu skóre IQ v prvních letech školní docházky.

Přes kontroverze ohledně významu a povahy obecné inteligence by málokdo zpochybnil tvrzení, že výsledky standardizovaných testů inteligenčního kvocientu (IQ) jsou silnými prediktory důležitých výsledků pro příslušníky většinových i menšinových skupin. Výsledky IQ nejsou neměnné; opakované testování IQ během dětství odhaluje značné změny v rámci jednotlivců (1). Příčiny změn IQ (kromě nespolehlivosti) však zůstávají nejasné. U skupin dětí žijících v různých podmínkách deprivace byl zaznamenán inverzní vztah mezi IQ a věkem (2-5). Tyto důkazy, které naznačují pokles IQ s rostoucím věkem u sociálně znevýhodněných dětí, vycházejí z průřezových studií atypických skupin provedených před několika desetiletími. V těchto studiích navíc nebyl rozlišován příspěvek rodinných faktorů a komunity ke změně IQ.

Zkoumali jsme příspěvek rodinných faktorů a znevýhodněné komunity ke změně IQ od začátku školní docházky do 5 let později. Údaje byly získány z longitudinální studie, jejímž cílem bylo zhodnotit neuropsychiatrické následky nízké porodní hmotnosti (≤ 2 500 g) ve dvou socioekonomicky odlišných komunitách, ve vnitřním městě a na předměstí střední třídy velké americké metropole (6, 7). Nízká porodní hmotnost byla v této studii i v dalších studiích spojena s deficitem IQ, a to nezávisle na sociálním znevýhodnění (6, 8-17). Zatímco předchozí studie nezkoumaly roli nízké porodní hmotnosti při změně IQ s rostoucím věkem, údaje v této studii nám umožnily odhadnout a kontrolovat potenciální vliv nízké porodní hmotnosti na změnu IQ v obecné populaci. Rodinné faktory byly indexovány podle IQ matky, vzdělání matky a statusu neúplné rodiny, což jsou všechno faktory, které souvisejí s IQ dětí (3). Znevýhodněná komunita byla indexována bydlištěm ve vnitřním městě v kontrastu s předměstím střední třídy.

MATERIÁL A METODY

Vzorky dětí s nízkou porodní hmotností a dětí s normální porodní hmotností byly náhodně vybrány ze seznamů propuštěných novorozenců dvou velkých nemocnic v jihovýchodním Michiganu, jedné ve městě Detroit a druhé na blízkém předměstí. Subjekty byly zařazeny, když jim bylo 6 let. Zaměřili jsme se na kohorty novorozenců z let 1983-1985, kteří dosáhli věku 6 let ve školních letech 1989-1990, 1990-1991 a 1991-1992, tedy v plánovaném období terénní práce. Celkový počet propuštěných novorozenců za období 1983-1985 byl 6 698 v městské nemocnici a 16 136 v příměstské nemocnici. V tomto období sloužila detroitská nemocnice převážně obyvatelům vnitřního města. Příměstská nemocnice sloužila převážně obyvatelům středostavovských předměstských komunit v detroitské metropolitní oblasti. V každé nemocnici byly v každém roce od roku 1983 do roku 1985 odebrány náhodné vzorky 130 novorozenců s nízkou porodní hmotností a 93 novorozenců s normální porodní hmotností. O 196 z 1 338 dětí, které byly vybrány do vzorku, bylo známo, že se odstěhovaly z metropolitní oblasti, zemřely nebo žijí v pěstounských rodinách. Čtyřicet sedm dětí, u nichž bylo podle lékařských záznamů zjištěno závažné neurologické postižení, bylo vyloučeno, protože naším cílem bylo vyhodnotit dlouhodobé výsledky u dětí, které se dožily školního věku bez závažného postižení. Z 1 095 dětí v cílovém vzorku se studie zúčastnilo 823 (75 %); 4 % se nepodařilo najít a rodiče 21 % dětí odmítli účast. Děti byly hodnoceny, když jim bylo 6 let.

O pět let později, v letech 1995-1997, kdy bylo dětem 11 let, jsme vzorek hodnotili znovu. Z celkového vzorku dokončilo druhé hodnocení 717 (87,1 %) dětí (4 % se odstěhovala z geografické oblasti a rodiče 9 % dětí odmítli). Klíčové charakteristiky znovu hodnoceného vzorku, včetně rasy, vzdělání matek, statusu nízké porodní hmotnosti a původního rozložení IQ dětí, se změnily jen málo (18). Děti s nízkou porodní hmotností v městském a příměstském vzorku byly podobné, pokud jde o neonatální charakteristiky, včetně procenta narozených dětí s nízkým gestačním věkem, počtu dní strávených na jednotce intenzivní péče o novorozence, procenta dětí s pětiminutovým Apgar skóre ≤5 a rozložení v jednotlivých úrovních nízké porodní hmotnosti.

Rozdělení na městské (město Detroit) a příměstské bylo založeno na adrese rodiny při prvním hodnocení. Malá menšina rodin (10 %), které v době prvního hodnocení bydlely ve městě Detroit, měla při následném sledování předměstskou adresu, ale doba změny nebyla zjišťována; tyto rodiny byly v této analýze klasifikovány jako městské. Popis městských a předměstských vzorků s ohledem na sociodemografické a novorozenecké charakteristiky je uveden v tabulce 1. Ve srovnání s předměstským vzorkem byl ve vzorku z města Detroit výrazně vyšší podíl menšinových dětí (84,2 % oproti 5,5 %), dětí narozených svobodným matkám (58,1 % oproti 9,7 %) a matek s nižším než středoškolským vzděláním (26,7 % oproti 6,7 %). Až na několik výjimek byly děti z menšin černošské, což odráží rasově-etnické složení oblasti Detroitu. Rozdíly mezi podskupinami s nízkou a normální porodní hmotností v rámci obou komunit byly malé (tabulka 1). Údaje ze sčítání lidu USA v roce 1990 ukázaly výrazné rozdíly mezi městem Detroit a zbývající metropolitní oblastí v podílu osob jiné než bílé pleti (78,4 % oproti 8,4 %), nezaměstnaných osob (19,7 % oproti 6,0 %), žen v čele domácnosti (bez přítomnosti manžela) (56,0 % oproti 17,2 %) a rodin žijících pod hranicí chudoby (40,0 % oproti 8,6 %) (19). Výběrový plán tak umožnil srovnání populací s výrazně kontrastními sociálními podmínkami.

Měření IQ

K měření IQ dětí byla použita Wechslerova inteligenční škála pro děti – revidovaná (WISC-R) (20). Škála WISC-R je standardizovaná podle věku a její průměrná hodnota v běžné populaci je 100 a směrodatná odchylka 15. Dítě, jehož skóre IQ zůstává stejné od 6 let do 11 let, tedy nevykazuje stejný výkon při obou hodnoceních. Místo toho dítě vykazuje nárůst obecných znalostí, slovní zásoby, rozumových schopností a dalších oblastí. Co se nemění, je skóre dítěte ve srovnání s jeho vrstevníky.

Děti byly v obou věkových obdobích hodnoceny individuálně za stejných standardizovaných laboratorních podmínek. Psychometři byli vyškoleni podle jednotného standardu a veškeré bodování kontroloval druhý testující. Hodnocení bylo prováděno zaslepeně s ohledem na stav nízké porodní hmotnosti. Psychometři, kteří prováděli hodnocení ve věku 11 let, byli slepí k výsledkům získaným ve věku 6 let. Korelace mezi výsledky IQ v plné škále ve věku 6 a 11 let byla 0,85.

Statistická analýza

Pro testování a odhad vlivu městské versus příměstské komunity, nízké porodní hmotnosti a rodinných faktorů na IQ ve věku 6 a 11 let jsme použili vícenásobnou regresní analýzu s použitím zobecněných odhadních rovnic (GEE) (21-23). Přístup GEE nabízí výhody oproti jiným regresním přístupům používaným k měření změn v čase (24, 25). Přístup GEE umožňuje současné modelování vztahu specifických rizikových faktorů k IQ dětí ve věku 6 i 11 let. Přidání interakčních členů nám navíc umožnilo zkoumat, zda je rozdíl v průměrném IQ spojený s určitým faktorem – například městská versus příměstská komunita – významně větší ve věku 11 let než ve věku 6 let. Koeficient pro interakci mezi rizikovým faktorem a věkem je ekvivalentní koeficientu vytvořenému ve standardním regresním modelu, ve kterém je změna IQ v čase proměnnou odpovědi a rizikový faktor je zadán jako predikční proměnná. Přístup GEE však poskytuje informace o vztahu rizikových faktorů k IQ v každém věku, které nejsou k dispozici ve standardní regresní analýze změny skóre.

Základní model je znázorněn rovnicí Y = α + β1 (město) + β2 (věk) + β3 (město × věk) + β4 (nízká porodní hmotnost) + β5-7 (rodinné faktory), kde standardizované skóre IQ ve věku 6 a 11 let jsou výsledky dítěte (Y); město = 1, pokud je obec dítěte městská, a 0, pokud je příměstská; věk = 1 pro IQ ve věku 11 let a 0 pro IQ ve věku 6 let; a nízká porodní hmotnost = 1, pokud dítě mělo nízkou porodní hmotnost, a 0, pokud dítě mělo normální porodní hmotnost. Pátý, šestý a sedmý beta koeficient (β5-7) jsou koeficienty tří rodinných faktorů, IQ matky, vzdělání a rodinného stavu. Koeficient β1 je rozdíl mezi průměrným IQ ve věku 6 let městských a příměstských dětí, upravený o nízkou porodní hmotnost a rodinné faktory; β2 je rozdíl v průměrném IQ ve věku 11 let oproti věku 6 let příměstských dětí; a interakční člen β3 odhaduje, do jaké míry se změna průměrného IQ městských dětí liší od změny průměrného IQ příměstských dětí. β2 + β3 je tedy změna průměrného IQ městských dětí ve věku od 6 do 11 let, upravená o nízkou porodní hmotnost a rodinné faktory. (V dalších modelech jsme hodnotili další dvou- a třícestné interakce mezi dvojicemi rizikových faktorů, např. mezi městskou komunitou a nízkou porodní hmotností, a mezi rizikovými faktory a věkem). Metoda GEE odhaduje regresní koeficienty a jejich standardní chyby s přihlédnutím ke korelaci mezi mírami IQ dětí ve věku 6 a 11 let. Tento přístup poskytuje platné a robustní odhady rozptylu, i když je známa pozitivní korelace mezi více výslednými mírami v rámci subjektů. Výměnná možnost korelace byla použita jako pracovní korelace při odhadu modelů GEE.

VÝSLEDKY

Střední hodnoty a směrodatné odchylky pro popisné údaje, včetně skóre IQ v plné škále, verbálního a výkonového skóre podle věku, nízké porodní hmotnosti oproti normální porodní hmotnosti a městské versus příměstské komunity, jsou uvedeny v tabulce 2. Zde se zaměřujeme na IQ v plném rozsahu. Analýzy údajů o slovním a výkonovém IQ přinesly podobné výsledky (k dispozici u autorů). Tyto údaje naznačují pokles IQ mezi 6. a 11. rokem věku u městských dětí, nikoli však u dětí z předměstí.

Obrázek 1 zobrazuje empirické kumulativní rozdělení skóre IQ podle věku u městských a předměstských dětí podle stavu porodní hmotnosti (normální porodní hmotnost vs. nízká porodní hmotnost). Křivky kumulativního rozdělení městských dětí s normální porodní hmotností i s nízkou porodní hmotností klesají vlevo od křivek předměstských dětí, což odráží rozdíly v IQ mezi městskými a předměstskými dětmi v obou věkových kategoriích. V obou skupinách s porodní hmotností se křivky IQ příměstských dětí ve věku 6 a 11 let těsně překrývají, zatímco křivky IQ městských dětí vykazují ve věku 6 a 11 let posun směrem dolů.

Tabulka 3 zobrazuje výsledky dvou po sobě jdoucích modelů použitých k testování a odhadu vlivu komunity (město vs. předměstí), nízké porodní hmotnosti a rodinných faktorů na IQ ve věku 6 a 11 let. V modelu 1 jsme zkoumali účinky komunity a stavu porodní hmotnosti. V modelu 2 jsme zavedli soubor rodinných kovariát. Do obou modelů jsme zahrnuli pouze jedinou interakci, která se ukázala jako významná, tj. interakci městská komunita × věk, což naznačuje, že změna IQ městských dětí se liší od změny IQ dětí z předměstí. Ostatní interakce – např. nízká porodní hmotnost × městská komunita, nízká porodní hmotnost × věk a nízká porodní hmotnost × městská komunita × věk – měly koeficienty malé velikosti (blízké nule), které nebyly při α = 0,15 statisticky významné. Výsledky modelu 1 ukazují, že městské děti měly ve věku 6 let o 14,0 bodu nižší IQ než děti z předměstí, a to bez ohledu na stav porodní hmotnosti. Kromě toho se od 6 do 11 let IQ městských dětí bez ohledu na stav porodní hmotnosti snížilo o 5,0 bodu (-5,19 + 0,21). U předměstských dětí byla zjištěna zanedbatelná změna (0,21). Od 6 do 11 let se rozdíl v průměrném IQ mezi městskými a příměstskými dětmi zvýšil ze 14,0 bodu na 19,2 bodu. Děti s nízkou porodní hmotností, městské i předměstské, dosahovaly o 5,8 bodu nižšího IQ než jejich vrstevníci s normální porodní hmotností. Velikost tohoto rozdílu se od 6 do 11 let v obou typech obcí změnila jen málo. Tato interpretace je založena na tom, že se nepodařilo odhalit interakci městská komunita × nízká porodní hmotnost nebo dvou- a třístrannou interakci zahrnující nízkou porodní hmotnost a věk.

Výsledky modelu 2 ukazují, že přidání rodinných faktorů do modelu GEE výrazně oslabilo pozorovaný rozdíl mezi městem a předměstím v IQ dětí ve věku 6 let, a to ze 14,0 bodu na 4,9 bodu. Rozdíl mezi městem a předměstím v IQ dětí na začátku školní docházky byl tedy z velké části vysvětlen rozdíly v rodinných charakteristikách. Zdaleka nejdůležitějším rodinným faktorem bylo IQ matky: Přidání pouze IQ matky do modelu 1 snížilo pozorovaný rozdíl mezi městem a předměstím v IQ dětí ve věku 6 let ze 14,0 bodu na 5,7 bodu. Naproti tomu pokles IQ ve věku 11 let u městských dětí vypočtený v modelu 1 zůstal zachován. Rozdíl IQ mezi městem a předměstím, který nebyl zohledněn rodinnými proměnnými, se zvýšil ze 4,9 bodu ve věku 6 let na 10,1 bodu ve věku 11 let. Výsledky modelu 2 také ukazují, že IQ matky pozitivně souviselo s IQ dětí, stejně jako úroveň vzdělání matky, a děti narozené svobodným matkám dosahovaly nižšího skóre než děti narozené vdaným matkám. Interakce těchto proměnných s věkem se však blížily nule, což naznačuje, že nesouvisely se změnou IQ dětí.

Pro ilustraci důsledků poklesu IQ u městských dětí od 6 let do 11 let uvádíme na obrázku 2 rozložení intraindividuálních změn skóre IQ ve dvou typech komunit, kombinujících děti s nízkou porodní hmotností a děti s normální porodní hmotností. Na obrázku je znázorněna vyhlazená linie grafu pomocí metody kubického splajnu se spojitými druhými derivacemi (26). Přestože změna skóre IQ byla v obou komunitách pronikavá, čistý účinek se lišil. Procento městských a předměstských dětí, jejichž skóre se snížilo o ≥ 5 bodů, bylo 51,9, resp. 31,5; procento dětí, jejichž skóre se snížilo o ≥ 7,5 bodu, bylo 38,8, resp. 22,7; a procento dětí, jejichž skóre se snížilo o ≥ 10 bodů, bylo 30,2, resp. 14,3 (všechna srovnání byla statisticky významná při p < 0,0001). Přebytek 15,9 % městských dětí tak v 11 letech zaostával za svým intelektovým výkonem v 6 letech o dvě třetiny směrodatné odchylky ve srovnání se svou referenční skupinou při každém hodnocení. Změna o 10 bodů WISC-R výrazně překračuje konzervativní standardy pro oddělení změny od kolísání způsobeného chybou měření (1).

Další GEE analýzy byly provedeny v podskupině dětí, které nezměnily bydliště mezi městskou a příměstskou komunitou (tj. s vyloučením 10 % dětí, které změnily adresu z městské na příměstskou ve věku 6 až 11 let). Výsledky těchto analýz přesně kopírovaly výsledky uvedené v tabulce 3. Analýza odpovídající modelu 1 v tabulce 3 ukázala, že počáteční rozdíl v průměrném skóre IQ mezi městskými a příměstskými dětmi v podskupině se stabilním bydlištěm se zvýšil z 16,4 bodu na 21,6 bodu. Rozdíl IQ mezi městem a předměstím, který nebyl zohledněn IQ matky, vzděláním a rodinným stavem (odpovídající modelu 2 v tabulce 3), se zvýšil ze 7,4 bodu ve věku 6 let na 12,6 bodu ve věku 11 let. Přírůstky rozdílu mezi městem a předměstím v období od 6 do 11 let, jak byly odhadnuty v těchto analýzách, byly tedy přibližně stejné (tj. 5 bodů IQ) jako v tabulce 3, která byla založena na celém vzorku.

DISKUSE

Naše výsledky naznačují, že vyrůstání v centru města může způsobovat nevýhody, které vedou k poklesu IQ skóre dětí od 6 do 11 let. V průměru se IQ městských dětí snížilo o více než 5 bodů. Změnu o 5 bodů u jednotlivého dítěte by někteří mohli považovat za klinicky nevýznamnou. Nicméně takto velká změna průměrného IQ v populaci, která odráží spíše posun rozdělení směrem dolů (než změnu tvaru rozdělení), znamená, že podíl dětí, které dosáhly skóre o 1 směrodatnou odchylku nebo více nižšího než standardizovaný průměr IQ 100, by se podstatně zvýšil. V této studii se změnou od 6 let věku do 11 let věku zvýšil podíl městských dětí, které ve WISC-R dosáhly méně než 85 bodů, z 22,2 na 33,2.

Vliv bydliště ve městě versus na předměstí na změnu IQ kontrastuje s dalšími důležitými prediktory IQ dětí, a to nízkou porodní hmotností, IQ matky, vzděláním matky a statusem svobodné matky. Nízká porodní hmotnost byla spojena s deficitem IQ ve výši přibližně jedné třetiny směrodatné odchylky jak u znevýhodněných městských dětí, tak u dětí z předměstí ze střední třídy, přičemž tento deficit byl zjištěn v 6 letech a zůstal nezměněn v 11 letech. Děti s nízkou porodní hmotností ani v jedné z komunit nezaostávaly za svými vrstevníky s normální porodní hmotností, ani je nedoháněly. Rodinné determinanty IQ, tj. IQ matky, vzdělání a rodinný stav, měly stabilní a jednotný vliv na skóre IQ dětí v obou komunitách a v obou věkových kategoriích; žádný z nich nebyl spojen se změnou IQ. Kromě toho se počáteční rozdíl IQ 14 bodů (v 6 letech) mezi městskými a předměstskými dětmi snížil na 4,9 bodu, když byly kontrolovány rodinné faktory, především IQ matky. Jinými slovy, rozdíly mezi městem a předměstím v rodinném prostředí a možná i genetika (do té míry, do jaké se genetické faktory odrážejí v IQ matky) vysvětlovaly dvě třetiny rozdílu v IQ mezi městem a předměstím ve věku 6 let. Tyto faktory však nevysvětlily žádnou část poklesu IQ (v průměru o 5 bodů) u městských dětí od 6 do 11 let.

Nejnovější přehledy studií provedených od prvních desetiletí 20. století až do posledních let naznačují vliv socioenvironmentálních faktorů na IQ (2-5, 27-31). Inverzní vztah mezi IQ a věkem byl zaznamenán u dětí žijících v různých podmínkách deprivace, jako je chudoba, rasová diskriminace a nepravidelná školní docházka (2-5, 32). Důkazy pocházejí především z průřezových studií, nikoli z longitudinálních studií, které sledují stejné jedince v průběhu času. Analýza longitudinálních dat z amerických vzorků (33) odhalila nárůst rasových rozdílů ve studijních výsledcích od první do dvanácté třídy. Změna IQ nebyla v této studii měřena.

Zpráva pracovní skupiny zřízené Americkou psychologickou asociací z roku 1996 shrnuje důkazy o faktorech podílejících se na variabilitě IQ (31). Zpráva dospěla k závěru, že IQ je „společným produktem genetických a environmentálních proměnných“ a že důležitou environmentální proměnnou s jednoznačným vlivem na IQ je školní vzdělávání. Škola nejen předává informace, ale také rozvíjí intelektuální dovednosti a postoje, které ovlivňují výsledky IQ. Důkazy o vlivu školního vzdělávání na výsledky IQ mají několik podob, jak je shrnuje zpráva (31). Zahrnují údaje, které ukazují, že stejně staré děti, které chodí do školy déle, mají vyšší skóre IQ a že skóre IQ má tendenci klesat během letních prázdnin, zejména u dětí z nižších tříd, jejichž letní aktivity se nepodobají školním osnovám.

Rozlišení mezi rodinnými a společenskými faktory nám umožnilo odhadnout jejich samostatný příspěvek k IQ dětí v průběhu času. Uznáváme však, že z mezigeneračního hlediska nejsou tyto ukazatele zcela oddělitelné. Například ačkoli IQ matky lze považovat za měřítko dědičnosti IQ, rozdíly v IQ matky částečně odrážejí kumulativní dědictví vyrůstání v socioekonomicky odlišných komunitách, jak naznačují výsledky této studie.

Náš vzorek městských dětí odrážel rasové složení vnitřního města, které je převážně černošské, v ostrém kontrastu s převážně bělošským vzorkem z předměstí. V důsledku toho jsme nemohli odlišit vliv rasy od vlivu vyrůstání ve vnitřním městě na pokles IQ. Ať už se však zaměříme na rasu dětí nebo na jejich bydliště ve vnitřním městě, výsledky naznačují, že znevýhodnění, v němž městské děti vyrůstaly, přispělo k tomu, že nepostupovaly normativním tempem. Naše zjištění nevylučují možnou roli neměřených aspektů rodinného prostředí, jako jsou výchovné postupy, při poklesu IQ městských dětí. Zdůrazňují však potřebu zkoumat vliv mimorodinných faktorů, včetně ekonomických zdrojů komunity a organizace a kvality škol, ohledně nichž existují výrazné rozdíly mezi vnitřními městy a středostavovskými předměstími.

Více přímých důkazů o příčinné roli mimorodinných faktorů v pozorovaných změnách IQ by mohly přinést informace o délce pobytu ve vnitřním městě. Zjištění, že děti, které strávily delší část svého života ve vnitřním městě, vykazovaly větší pokles IQ, by posílilo argument podporující hypotézu znevýhodněné komunity. Kromě toho by údaje o charakteristikách školy nebo třídy (např. čas věnovaný akademickému programu) a ekonomických zdrojích komunity umožnily prozkoumat možné mechanismy. Budoucí hodnocení dětí v této studii bude zahrnovat měření těchto proměnných. Zatímco výsledky naší analýzy, která kontrolovala IQ matky (nejsilnější prediktor skóre IQ dětí), naznačují roli vyrůstání v rasově segregované, znevýhodněné komunitě, informace o délce pobytu a školních charakteristikách by mohly umožnit jasnější interpretaci výsledků.

Tato studie byla podpořena grantem MH-44586 od National Institute of Mental Health, Bethesda, Maryland (Dr. Naomi Breslau).

Autoři děkují dr. Meredith Phillips za užitečné připomínky k dřívější verzi tohoto článku.