Free Press

Abstract

Tekijät arvioivat perhetekijöiden ja yhteisön epäedullisen aseman vaikutusta lasten älykkyysosamääräpisteiden (IQ) muutoksiin 6 vuoden iästä 11 vuoden ikään. Tiedot saatiin pitkittäistutkimuksesta, jossa tutkittiin pienen syntymäpainon neuropsykiatrisia seurauksia kahdessa sosioekonomisesti erilaisessa, maantieteellisesti rajatussa yhteisössä Detroitin, Michiganin metropolialueella. Detroitin kaupungin (kaupunki) ja läheisten keskiluokkaisten esikaupunkien (esikaupunki) pienipainoisten ja normaalipainoisten lasten edustavat otokset arvioitiin 6 vuoden iässä (vuosina 1990-1992) ja 11 vuoden iässä (vuosina 1995-1997) (n = 717). Lasten älykkyysosamäärät mitattiin Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised -mittarilla. Perhetekijöihin kuuluivat äidin ÄO, koulutus ja siviilisääty. Käytettiin moninkertaista regressioanalyysia, jossa käytettiin yleistettyjä estimointiyhtälöitä. Kaupunkilaislasten älykkyysosamäärät laskivat syntymäpainosta riippumatta 6 vuoden iästä 11 vuoden ikään. Laskeva muutos lisäsi 50 prosentilla niiden kaupunkilaislasten osuutta, joiden älykkyysosamäärä oli 1 standardipoikkeaman alle standardoidun älykkyysosamäärän keskiarvon 100. Esikaupunkilapsilla havaittiin vähäinen muutos. Äidin älykkyysosamäärä, koulutus ja siviilisääty sekä alhainen syntymäpaino ennustivat älykkyysosamäärää 6-vuotiaana, mutta eivät liittyneet älykkyysosamäärän muutokseen. Kasvaminen rodullisesti segregoituneessa ja epäsuotuisassa yhteisössä saattaa vaikuttaa enemmän kuin yksilölliset ja perheeseen liittyvät tekijät ÄO-pisteiden laskuun varhaiskouluiässä.

Vaikka yleisen älykkyyden merkityksestä ja luonteesta on kiistelty, harva kiistää väitteen, jonka mukaan standardoidun älykkyysosamäärän (ÄO) testeissä saadut pisteet ennustavat vahvasti sekä enemmistö- että vähemmistöryhmien jäsenille tärkeitä tuloksia. Älykkyysosamääräpisteet eivät ole muuttumattomia; toistuvat älykkyysosamäärätestit lapsuuden aikana paljastavat huomattavia muutoksia yksilöiden sisällä (1). Älykkyysosamäärän muutoksen syyt (epäluotettavuuden lisäksi) ovat kuitenkin edelleen epäselviä. Älykkyysosamäärän ja iän välisestä käänteisestä suhteesta on raportoitu lapsiryhmissä, jotka elävät erilaisissa puutteellisissa oloissa (2-5). Nämä todisteet, joiden mukaan älykkyysosamäärä laskee iän myötä sosiaalisesti heikossa asemassa olevien lasten keskuudessa, perustuvat useita vuosikymmeniä sitten tehtyihin epätyypillisiä ryhmiä koskeviin poikkileikkaustutkimuksiin. Lisäksi näissä tutkimuksissa ei erotettu toisistaan perheen ja yhteisön osuutta ÄO:n muutokseen.

Tarkastelimme perhetekijöiden ja epäsuotuisassa asemassa olevan yhteisön osuutta ÄO:n muutokseen koulunkäynnin alusta viisi vuotta myöhemmin. Tiedot saatiin pitkittäistutkimuksesta, jonka tarkoituksena oli arvioida alhaisen syntymäpainon (≤2 500 g) neuropsykiatrisia seurauksia kahdessa sosioekonomisesti epäyhtenäisessä yhteisössä, erään suuren yhdysvaltalaisen suurkaupunkialueen kantakaupungissa ja keskiluokkaisissa lähiöissä (6, 7). Alhainen syntymäpaino on kyseisessä tutkimuksessa ja muissa tutkimuksissa yhdistetty älykkyysosamäärän vajeisiin sosiaalisesta huono-osaisuudesta riippumatta (6, 8-17). Vaikka aiemmissa tutkimuksissa ei ole tutkittu pienen syntymäpainon merkitystä älykkyysosamäärän muutoksessa iän lisääntyessä, tämän tutkimuksen tietojen avulla voitiin arvioida ja kontrolloida pienen syntymäpainon mahdollisia vaikutuksia älykkyysosamäärän muutokseen yleisessä väestössä. Perhetekijät indeksoitiin äidin älykkyysosamäärän, äidin koulutuksen ja yksinhuoltajuuden perusteella, jotka kaikki ovat yhteydessä lasten älykkyysosamäärään (3). Epäsuotuisa asuinyhteisö indeksoitiin asumalla kantakaupungissa toisin kuin keskiluokkaisessa esikaupungissa.

MATERIAALI JA MENETELMÄT

Matalapainoisista ja normaalipainoisista lapsista otokset valittiin satunnaisesti kahden suuren sairaalan vastasyntyneiden kotiuttamisluetteloista Kaakkois-Michiganin osavaltiossa, joista toinen sijaitsi Detroitin kaupungissa ja toinen läheisessä esikaupunkialueella. Koehenkilöt otettiin mukaan, kun he olivat 6-vuotiaita. Kohderyhmänä olivat vuosien 1983-1985 vastasyntyneiden kohortit, jotka täyttivät 6 vuotta lukuvuosina 1989-1990, 1990-1991 ja 1991-1992, eli kenttätyön suunnitellun ajanjakson aikana. Vastasyntyneiden kotiutusten kokonaismäärä vuosina 1983-1985 oli 6 698 kaupunkisairaalassa ja 16 136 esikaupunkisairaalassa. Kyseisenä ajanjaksona Detroitin sairaala palveli pääasiassa kaupungin sisäisiä asukkaita. Esikaupunkisairaala palveli enimmäkseen Detroitin suurkaupunkialueen keskiluokkaisten esikaupunkialueiden asukkaita. Kummassakin sairaalassa poimittiin satunnaisotos 130:stä pienipainoisesta vastasyntyneestä ja 93:sta normaalipainoisesta vastasyntyneestä kultakin vuodelta vuosina 1983-1985. Otokseen valituista 1 338 lapsesta 196:n tiedettiin muuttaneen pois pääkaupunkiseudulta, kuolleen tai asuvan sijaiskodeissa. Neljäkymmentäseitsemän lasta, joilla oli sairauskertomusten mukaan vakavia neurologisia vammoja, jätettiin tutkimuksen ulkopuolelle, koska tavoitteenamme oli arvioida niiden lasten pitkän aikavälin tuloksia, jotka olivat selviytyneet kouluikään asti ilman vakavia vammoja. Kohdeotoksen 1095 lapsesta 823 (75 prosenttia) osallistui tutkimukseen; 4 prosenttia lapsista ei ollut löydettävissä, ja 21 prosentin vanhemmat kieltäytyivät. Lapset arvioitiin, kun he olivat 6-vuotiaita.

Viisi vuotta myöhemmin, vuosina 1995-1997, kun lapset olivat 11-vuotiaita, arvioimme otoksen uudelleen. Koko otoksesta 717 (87,1 prosenttia) suoritti toisen arvioinnin (4 prosenttia oli muuttanut pois maantieteelliseltä alueelta, ja 9 prosentin vanhemmat kieltäytyivät). Uudelleenarvioidun otoksen keskeiset ominaisuudet, kuten rotu, äidin koulutus, alhainen syntymäpaino ja lasten älykkyysosamäärän alkuperäinen jakauma, olivat muuttuneet vain vähän (18). Kaupunki- ja esikaupunkinäytteiden pienipainoiset lapset olivat samankaltaisia vastasyntyneiden ominaisuuksien suhteen, mukaan lukien raskausaikaan nähden pienenä syntyneiden prosenttiosuus, vastasyntyneiden teho-osastolla vietettyjen päivien määrä, prosenttiosuus, jonka 5 minuutin Apgar-pisteet olivat ≤5, ja jakautuminen pienipainoisuuden tasoille.

Kaupunki- (Detroitin kaupunki) ja esikaupunki-luokitus perustui perheen osoitteeseen ensimmäisellä arvioinnilla. Pienellä vähemmistöllä perheistä (10 prosenttia), jotka asuivat Detroitin kaupungissa ensimmäisen arvioinnin aikaan, oli seurannassa esikaupunkiosoite, mutta muutoksen ajankohtaa ei saatu selville; nämä perheet luokiteltiin tässä analyysissä kaupunkilaisiksi. Taulukossa 1 kuvataan kaupunki- ja esikaupunkinäytteitä sosiodemografisten ja vastasyntyneiden ominaisuuksien osalta. Verrattuna esikaupunkinäytteeseen Detroitin kaupungin näytteessä oli huomattavasti enemmän vähemmistölapsia (84,2 prosenttia vs. 5,5 prosenttia), yksinhuoltajaäitien synnyttämiä lapsia (58,1 prosenttia vs. 9,7 prosenttia) ja äitejä, joilla oli alle keskiasteen koulutus (26,7 prosenttia vs. 6,7 prosenttia). Vähemmistöihin kuuluvat lapset olivat muutamaa poikkeusta lukuun ottamatta mustia, mikä kuvastaa Detroitin alueen rodullis-etnistä koostumusta. Erot pienipainoisten ja normaalipainoisten lasten alaryhmien välillä näissä kahdessa yhteisössä olivat pieniä (taulukko 1). Yhdysvaltain vuoden 1990 väestönlaskennan tiedot osoittivat, että Detroitin kaupungin ja muun suurkaupunkialueen välillä oli jyrkkiä eroja muiden kuin valkoihoisten (78,4 prosenttia vs. 8,4 prosenttia), työttömien (19,7 prosenttia vs. 6,0 prosenttia), naispuolisten kotitalouksien päämiesten (ilman aviomiestä) (56,0 prosenttia vs. 17,2 prosenttia) ja köyhyysrajan alapuolella elävien perheiden (40,0 prosenttia vs. 8,6 prosenttia) prosenttiosuuksien välillä (19). Näin ollen otanta-asetelman avulla voitiin vertailla väestöjä, joiden sosiaaliset olosuhteet olivat hyvin erilaiset.

Mallin 2 tulokset osoittavat, että perhetekijöiden lisääminen GEE-malliin vaimensi huomattavasti havaittua kaupunkien ja esikaupunkien välistä eroa lasten ÄO-arvoissa 6-vuotiaana, 14,0 pisteestä 4,9 pisteeseen. Näin ollen kaupunkien ja esikaupunkien välinen ero lasten älykkyysosamäärässä koulunkäynnin alussa selittyi suurelta osin eroilla perheen ominaisuuksissa. Ylivoimaisesti tärkein yksittäinen perhetekijä oli äidin ÄO: Pelkän äidin ÄO:n lisääminen malliin 1 pienensi havaittua kaupunkien ja esikaupunkien välistä eroa lasten ÄO:ssa 6-vuotiaana 14,0 pisteestä 5,7 pisteeseen. Sitä vastoin mallissa 1 laskettu kaupunkilaislasten ÄO:n lasku 11-vuotiaana säilyi ennallaan. Kaupunki- ja esikaupunkilasten ÄO-ero, jota ei selitetty perhemuuttujilla, kasvoi 4,9 pisteestä 6-vuotiaana 10,1 pisteeseen 11-vuotiaana. Mallin 2 tulokset osoittavat myös, että äidin älykkyysosamäärä oli positiivisessa yhteydessä lasten älykkyysosamäärään, samoin kuin äidin koulutustaso, ja yksinhuoltajaäitien lapset saivat huonommat pisteet kuin naimisissa olevien äitien lapset. Näiden muuttujien vuorovaikutukset iän kanssa olivat kuitenkin lähellä nollaa, mikä osoittaa, etteivät ne liittyneet lasten ÄO:n muutokseen.

Vaikuttaaksemme kaupunkilaislasten ÄO:n laskun seurauksia 6 vuoden iästä 11 vuoden ikään esitämme kuviossa 2 ÄO-pisteiden yksilönsisäisten muutosten jakaumat kahdentyyppisissä yhteisöissä, joissa yhdistetään pienipainoiset ja normaalipainoiset lapset. Kuviossa esitetään tasoitettu juoniviiva, jossa on käytetty kuutiomuotoista spline-menetelmää, jossa on jatkuva toinen derivaatta (26). Vaikka älykkyysosamäärässä tapahtunut muutos oli yleistä molemmissa yhteisöissä, nettovaikutus oli erilainen. Niiden kaupunki- ja esikaupunkilasten prosenttiosuudet, joiden pisteet laskivat ≥ 5 pistettä, olivat 51,9 ja 31,5; niiden prosenttiosuudet, joiden pisteet laskivat ≥ 7,5 pistettä, olivat 38,8 ja 22,7; ja niiden prosenttiosuudet, joiden pisteet laskivat ≥ 10 pistettä, olivat 30,2 ja 14,3 (kaikki vertailut olivat tilastollisesti merkitseviä p < 0,0001). Näin ollen 15,9 prosentin ylijäämä kaupunkilaislapsista 11-vuotiaana jäi omasta älyllisestä suorituskyvystään 6-vuotiaana kaksi kolmasosaa standardipoikkeamaa jälkeen suhteessa ikävertailuryhmäänsä kussakin arvioinnissa. Kymmenen WISC-R-pisteen muutos ylittää selvästi konservatiiviset standardit, joiden mukaan muutos voidaan erottaa mittausvirheestä johtuvasta vaihtelusta (1).

Ylimääräiset GEE-analyysit tehtiin niiden lasten osajoukolle, jotka eivät vaihtaneet asuinpaikkaa kaupunki- ja esikaupunkiyhteisöjen välillä (eli pois lukien 10 prosenttia lapsista, jotka muuttivat kaupunkiosoitteesta esikaupunkiosoitteeseen 6-11 vuoden iässä). Näiden analyysien tulokset toistivat tarkasti taulukossa 3 esitetyt tulokset. Taulukossa 3 esitettyä mallia 1 vastaava analyysi osoitti, että alun perin vakituisen asuinpaikan omaavien kaupunki- ja esikaupunkilasten välinen ero keskimääräisessä älykkyysosamäärässä kasvoi 16,4 pisteestä 21,6 pisteeseen. Älykkyysosamääräero kaupunkien ja esikaupunkien välillä, jota ei otettu huomioon äidin älykkyysosamäärällä, koulutuksella ja siviilisäädyllä (vastaa taulukon 3 mallia 2), kasvoi 7,4 pisteestä 6-vuotiaana 12,6 pisteeseen 11-vuotiaana. Näin ollen näissä analyyseissä arvioidut kaupunkien ja esikaupunkien välisen eron lisäykset 6-11 vuoden iässä olivat suunnilleen samat (eli 5 ÄO-pistettä) kuin taulukossa 3, joka perustui koko otokseen.

KESKUSTELU

Tuloksemme viittaavat siihen, että kaupunkien sisäosissa kasvaminen saattaa aiheuttaa haittoja, jotka johtavat lasten ÄO-pisteiden heikkenemiseen 6 vuoden iästä 11 vuoden ikään. Kaupunkilaislasten älykkyysosamäärät laskivat keskimäärin yli 5 pistettä. Jotkut saattavat pitää 5 pisteen muutosta yksittäisessä lapsessa kliinisesti merkityksettömänä. Tämän suuruinen muutos väestön keskimääräisessä älykkyysosamäärässä, joka kuvastaa jakauman siirtymistä alaspäin (pikemminkin kuin jakauman muodon muutosta), tarkoittaa kuitenkin sitä, että niiden lasten osuus, joiden pistemäärä on vähintään yhden keskihajonnan verran alle standardoidun älykkyysosamäärän keskiarvon, joka on 100, kasvaa huomattavasti. Tässä tutkimuksessa muutos 6 vuoden iästä 11 vuoden ikään lisäsi niiden kaupunkilaislasten prosenttiosuutta, jotka saivat WISC-R-testissä alle 85 pistettä, 22,2:sta 33,2:een.

Kaupunki- ja esikaupunkiasumisen vaikutus älykkyysosamäärässä tapahtuvaan muutokseen on ristiriidassa muiden lasten älykkyysosamäärän tärkeiden ennustetekijöiden kanssa, joita ovat matala syntymäpaino, äidin älykkyysosamäärä (älykkyysosamäärä äidissä), äidin koulutustaso, äidin yksinhuoltajuus. Alhainen syntymäpaino oli yhteydessä noin kolmanneksen standardipoikkeaman suuruiseen älykkyysosamäärän vajeeseen sekä epäedullisessa asemassa olevilla kaupunkilaislapsilla että keskiluokkaisilla esikaupunkilapsilla, vaje, joka havaittiin kuuden vuoden iässä ja joka säilyi muuttumattomana 11-vuotiaana. Alhaisen syntymäpainon omaavat lapset eivät jääneet jälkeen eivätkä kuroneet kiinni normaalipainoisten ikätovereidensa etumatkaa kummassakaan yhteisössä. Älykkyysosamäärän perhetekijät eli äidin älykkyysosamäärä, koulutus ja siviilisääty vaikuttivat vakaasti ja yhdenmukaisesti lasten älykkyysosamääräpistemääriin kaikissa ikäryhmissä ja molemmissa yhteisöissä; mikään niistä ei ollut yhteydessä älykkyysosamäärän muutokseen. Lisäksi kaupunki- ja esikaupunkilasten välinen alkuperäinen 14 pisteen älykkyysosamääräero (6-vuotiaana) kaventui 4,9 pisteeseen, kun perhetekijät, lähinnä äidin älykkyysosamäärä, saatiin hallintaan. Toisin sanoen kaupunkien ja esikaupunkien väliset erot perheympäristössä ja ehkä geneettiset tekijät (siinä määrin kuin geneettiset tekijät heijastuvat äidin ÄO:ssa) selittivät kaksi kolmasosaa kaupunkien ja esikaupunkien ÄO-erosta 6-vuotiaana. Nämä tekijät eivät kuitenkaan selittäneet mitään osaa kaupunkilaislasten älykkyysosamäärän laskusta (keskimäärin 5 pistettä) 6-vuotiaasta 11-vuotiaaksi.

Uudet katsaukset 1900-luvun alkuvuosikymmeniltä viime vuosiin asti tehdyistä tutkimuksista viittaavat siihen, että sosiaaliset ja ympäristötekijät vaikuttavat älykkyysosamäärään (2-5, 27-31). Älykkyysosamäärän ja iän välisestä käänteisestä suhteesta on raportoitu lapsilla, jotka elävät erilaisissa puutteellisissa oloissa, kuten köyhyydessä, rotusyrjinnässä ja epäsäännöllisessä koulunkäynnissä (2-5, 32). Näyttö on peräisin lähinnä poikkileikkaustutkimuksista eikä niinkään pitkittäistutkimuksista, joissa samoja henkilöitä seurataan ajan mittaan. Yhdysvaltalaisista otoksista saatujen pitkittäisaineistojen analyysi (33) osoitti, että rotujen väliset erot akateemisissa saavutuksissa kasvoivat ensimmäiseltä luokalta 12. luokalle. Älykkyysosamäärän muutosta ei mitattu kyseisessä tutkimuksessa.

Amerikkalaisen psykologiyhdistyksen (American Psychological Association) asettaman työryhmän vuonna 1996 laatimassa raportissa esitettiin yhteenveto todistusaineistosta, joka koskee älykkyysosamäärän vaihteluun vaikuttavia tekijöitä (31). Raportissa todettiin, että älykkyysosamäärä on ”geneettisten ja ympäristömuuttujien yhteinen tuote” ja että tärkeä ympäristömuuttuja, jolla on selvä vaikutus älykkyysosamäärään, on koulunkäynti. Koulut eivät ainoastaan välitä tietoa vaan myös kehittävät älyllisiä taitoja ja asenteita, jotka vaikuttavat ÄO-pisteisiin. Koulunkäynnin vaikutuksesta älykkyysosamääräpisteisiin on useita todisteita, jotka on tiivistetty raportissa (31). Se sisältää tietoja, jotka osoittavat, että samanikäisillä lapsilla, jotka ovat käyneet koulua pidempään, on korkeammat älykkyysosamääräpisteet ja että älykkyysosamääräpisteillä on taipumus laskea kesäloman aikana erityisesti alempien luokkien lapsilla, joiden kesäaktiviteetit eivät muistuta koulun opetussuunnitelmaa.

Perhetekijöiden ja yhteisöllisten tekijöiden erottaminen toisistaan mahdollisti sen, että pystyttiin arvioimaan niiden erillistä osuutta lasten älykkyysosamääriin ajan kuluessa. Myönnämme kuitenkin, että sukupolvien välisestä näkökulmasta nämä indikaattorit eivät ole täysin erotettavissa toisistaan. Vaikka esimerkiksi äidin ÄO:ta voitaisiinkin pitää ÄO:n periytyvyyden mittarina, äidin ÄO:n erot heijastavat osittain sosioekonomisesti erilaisissa yhteisöissä kasvamisen kumulatiivista perintöä, kuten tämän tutkimuksen tulokset viittaavat.

Urbaanien kaupunkilasten otoksemme heijasteli kantakaupungin rotukoostumusta, joka on pääasiassa musta, ja oli jyrkässä ristiriidassa pääasiassa valkoisten esikaupunkilasten otoksen kanssa. Näin ollen emme voineet erottaa rodun vaikutuksia sisäkaupungissa kasvamisen vaikutuksista älykkyysosamäärän laskuun. Riippumatta siitä, keskitytäänkö lasten rotuun vai heidän asumiseensa kantakaupungissa, tulokset viittaavat kuitenkin siihen, että haitat, joissa kaupunkilaislapset varttuivat, vaikuttivat osaltaan siihen, että heidän älykkyysosamääränsä ei edistynyt normivauhdilla. Tuloksemme eivät sulje pois perheympäristön mittaamattomien tekijöiden, kuten lastenkasvatuskäytäntöjen, mahdollista roolia kaupunkilaislasten ÄO:n laskussa. Ne kuitenkin korostavat tarvetta tutkia perheen ulkopuolisten tekijöiden vaikutusta, mukaan lukien yhteisön taloudelliset resurssit sekä koulujen järjestäminen ja laatu, joiden osalta sisäkaupunkien ja keskiluokkaisten esikaupunkien välillä on jyrkkiä eroja.

Suorempaa näyttöä perheen ulkopuolisten tekijöiden syy-yhteydestä havaittuun älykkyysosamäärän muutokseen saattaisi saada tiedoista, jotka koskevat asumisen kestoa sisäkaupungissa. Jos havaittaisiin, että lapsilla, jotka viettivät suuremman osan elämästään kantakaupungissa, älykkyysosamäärän lasku olisi suurempi, se vahvistaisi epäedullisessa asemassa olevan yhteisön hypoteesia tukevia väitteitä. Lisäksi tiedot lasten koulun tai luokkahuoneen ominaisuuksista (esim. akateemiseen opetussuunnitelmaan käytetty aika) ja yhteisön taloudellisista resursseista mahdollistaisivat mahdollisten mekanismien tutkimisen. Tämän tutkimuksen lapsia koskevissa tulevissa arvioinneissa mitataan myös näitä muuttujia. Vaikka analyysimme tulokset, joissa kontrolloitiin äidin älykkyysosamäärää (lasten älykkyysosamääräpisteiden vahvin ennustaja), viittaavat siihen, että rodullisesti segregoituneessa, epäedullisessa asemassa olevassa yhteisössä kasvamisella on merkitystä, asuinpaikan pituutta ja koulun ominaisuuksia koskevat tiedot saattaisivat sallia löydösten selkeämmän tulkinnan.

Tutkimusta on tuettu apurahalla MH-44586 National Institute of Mental Health, Bethesda, Maryland (tohtori Naomi Breslau).

Tekijät kiittävät tri. Meredith Phillipsille hyödyllisistä kommenteista tämän artikkelin aiempaan versioon.