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.

TAULUKKO 1.

Sosiodemografiset ja vastasyntyneiden ominaisuudet (%) kaupunki- ja esikaupunkilapsista (n = 717) tutkimuksessa, jossa tarkasteltiin älykkyysosamääräpisteiden (IQ-pisteiden) muutosta Detroitissa, Michiganin suurkaupunkialueella, vuosina 1990-1992 ja 1995-1997

. Urbaani yhteisö . Lähiöyhteisö .
. yhteensä (n = 374) . Alhainen syntymäpaino (n = 231) . Normaali syntymäpaino (n = 143) . yhteensä (n = 343) . Alhainen syntymäpaino (n = 180) . Normaali syntymäpaino (n = 163) .
Ei valkoinen rotu 84.2 85.7 81.8 5.5 5.0 6.1
Äidin koulutus
Vähemmän kuin keskikoulu 26.7 29.4 22.4 6.7 6.7 6.7
Lukio 26.5 26.0 27.3 26.2 27.2 25.2
Jonkin verran korkeakoulua 37.4 36.4 39.2 38.5 39.4 37.4
Yliopisto 9.4 8.2 11.2 28.6 26.7 30.7
Yksinhuoltajaäiti 58.1 60.0 54.9 9.7 12.3 6.8
Pieni raskausikään nähden 18.3 25.1 7.1 13.8 19.6 7.4
5 minuutin Apgar-pisteet ≤5 1.6 2.6 0.0 1.2 2.2 0.0
Erittäin pieni syntymäpaino (≤1 500 g) 16.9 15.0
Päivät vastasyntyneiden teho-osastolla
0 71.4 57.2 94.4 76.0 56.4 97.5
1-7 5.7 5.7 5.6 2.3 2.8 1.9
8-14 3.2 5.2 0.0 3.5 6.7 0.0
≥15 19.7 31.9 0.0 18.2 34.1 0.6
. Urbaani yhteisö . Lähiöyhteisö .
. yhteensä (n = 374) . Alhainen syntymäpaino (n = 231) . Normaali syntymäpaino (n = 143) . yhteensä (n = 343) . Alhainen syntymäpaino (n = 180) . Normaali syntymäpaino (n = 163) .
Ei valkoinen rotu 84.2 85.7 81.8 5.5 5.0 6.1
Äidin koulutus
Vähemmän kuin keskikoulu 26.7 29.4 22.4 6.7 6.7 6.7
Lukio 26.5 26.0 27.3 26.2 27.2 25.2
Jonkin verran korkeakoulua 37.4 36.4 39.2 38.5 39.4 37.4
Yliopisto 9.4 8.2 11.2 28.6 26.7 30.7
Sinkkuäiti 58.1 60.0 54.9 9.7 12.3 6.8
Small-for-gestational-age birth 18.3 25.1 7.1 13.8 19.6 7.4
5 minuutin Apgar-pisteet ≤5 1.6 2.6 0.0 1.2 2.2 0.0
Erittäin alhainen syntymäpaino (≤1 500 g) 16.9 15.0
Päivät vastasyntyneiden teho-osastolla
0 71.4 57.2 94.4 76.0 56.4 97.5
1-7 5.7 5.7 5.6 2.3 2.8 1.9
8-14 3.2 5.2 0.0 3.5 6.7 0.0
≥15 19.7 31.9 0.0 18.2 34.1 0.6
TAULUKKO 1.

Sosiodemografiset ja vastasyntyneiden ominaisuudet (%) kaupunki- ja esikaupunkilasten (n = 717) tutkimuksessa älykkyysosamääräpisteiden (IQ) muutoksista, Detroit, Michiganin metropolialue, 1990-1992 ja 1995-1997

. Urbaani yhteisö . Lähiöyhteisö .
. yhteensä (n = 374) . Alhainen syntymäpaino (n = 231) . Normaali syntymäpaino (n = 143) . yhteensä (n = 343) . Alhainen syntymäpaino (n = 180) . Normaali syntymäpaino (n = 163) .
Ei valkoinen rotu 84.2 85.7 81.8 5.5 5.0 6.1
Äidin koulutus
Vähemmän kuin keskikoulu 26.7 29.4 22.4 6.7 6.7 6.7
Lukio 26.5 26.0 27.3 26.2 27.2 25.2
Some college 37.4 36.4 39.2 38.5 39.4 37.4
College 9.4 8.2 11.2 28.6 26.7 30.7
Sinkkuäiti 58.1 60.0 54.9 9.7 12.3 6.8
Small-for-gestational-age birth 18.3 25.1 7.1 13.8 19.6 7.4
5 minuutin Apgar-pisteet ≤5 1.6 2.6 0.0 1.2 2.2 0.0
Erittäin pieni syntymäpaino (≤1 500 g) 16.9 15.0
Päivät vastasyntyneiden teho-osastolla
0 71.4 57.2 94.4 76.0 56.4 97.5
1-7 5.7 5.7 5.6 2.3 2.8 1.9
8-14 3.2 5.2 0.0 3.5 6.7 0.0
≥15 19.7 31.9 0.0 18.2 34.1 0.6
. Urbaani yhteisö . Lähiöyhteisö .
. yhteensä (n = 374) . Alhainen syntymäpaino (n = 231) . Normaali syntymäpaino (n = 143) . yhteensä (n = 343) . Alhainen syntymäpaino (n = 180) . Normaali syntymäpaino (n = 163) .
Ei valkoinen rotu 84.2 85.7 81.8 5.5 5.0 6.1
Äidin koulutus
Vähemmän kuin keskikoulu 26.7 29.4 22.4 6.7 6.7 6.7
Lukio 26.5 26.0 27.3 26.2 27.2 25.2
Some college 37.4 36.4 39.2 38.5 39.4 37.4
College 9.4 8.2 11.2 28.6 26.7 30.7
Sinkkuäiti 58.1 60.0 54.9 9.7 12.3 6.8
Pieni raskausikään nähden 18.3 25.1 7.1 13.8 19.6 7.4
5 minuutin Apgar-pisteet ≤5 1.6 2.6 0.0 1.2 2.2 0.0
Erittäin pieni syntymäpaino (≤1 500 g) 16.9 15.0
Päivät vastasyntyneiden teho-osastolla
0 71.4 57.2 94.4 76.0 56.4 97.5
1-7 5.7 5.7 5.6 2.3 2.8 1.9
8-14 3.2 5.2 0.0 3.5 6.7 0.0
≥15 19.7 31.9 0.0 18.2 34.1 0.6

Älykkyysosamäärän mittaaminen

Lasten älykkyysosamäärän mittaamiseen käytettiin Wechslerin älykkyysosamäärän asteikkoa Wechslerin älykkyysosamäärän asteikolla (Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised, WISC-R) (20). WISC-R on ikävakioitu, ja sen keskiarvo on 100 ja keskihajonta 15 yleisväestössä. Näin ollen lapsi, jonka älykkyysosamäärä pysyy samana 6-vuotiaasta 11-vuotiaaseen, ei suoriudu samalla tavalla molemmista arvioinneista. Sen sijaan lapsen yleistietämys, sanavarasto, päättelykyky ja muut osa-alueet paranevat. Se, mikä ei muutu, on lapsen pistemäärä verrattuna ikätovereihinsa.

Lapset arvioitiin yksilöllisesti samoissa standardoiduissa laboratorio-olosuhteissa molemmissa ikävaiheissa. Psykometrikot oli koulutettu yhdenmukaisen standardin mukaisesti, ja toinen testaaja tarkisti kaikki pisteytykset. Arvioinnit suoritettiin sokkona pienipainoisuuden suhteen. Psykometrikot, jotka suorittivat arvioinnin 11-vuotiaana, olivat sokeita 6-vuotiaana saaduille tuloksille. Täyden asteikon älykkyysosamääräpisteiden välinen korrelaatio 6 ja 11 vuoden iässä oli 0,85.

Statistinen analyysi

Käytimme moninkertaista regressioanalyysiä, jossa käytimme yleistettyjä estimointiyhtälöitä (GEE) (21-23), testataksemme ja arvioidaksemme kaupunki- ja esikaupunkiyhteisön, alhaisen syntymäpainon ja perhetekijöiden vaikutuksia älykkyysosamäärään 6 ja 11 vuoden iässä. GEE-menetelmällä on etuja verrattuna muihin regressiomenetelmiin, joita käytetään mittaamaan ajallista muutosta (24, 25). GEE-lähestymistapa mahdollistaa tiettyjen riskitekijöiden ja lasten älykkyysosamäärän välisen suhteen samanaikaisen mallintamisen sekä 6-vuotiaana että 11-vuotiaana. Lisäksi vuorovaikutustermien lisääminen mahdollisti sen tutkimisen, oliko tiettyyn tekijään – esimerkiksi kaupunki- tai esikaupunkiyhteisöön – liittyvä ero keskimääräisessä älykkyysosamäärässä merkittävästi suurempi 11-vuotiaana kuin 6-vuotiaana. Riskitekijän ja iän välisen vuorovaikutuksen kerroin vastaa kerrointa, joka saadaan tavallisessa regressiomallissa, jossa ÄO:n muutos ajan myötä on vastemuuttuja ja riskitekijä on annettu ennustemuuttujaksi. GEE-menetelmä antaa kuitenkin tietoa riskitekijöiden ja ÄO:n välisestä suhteesta kussakin iässä, mikä ei ole mahdollista tavanomaisessa pistemäärän muutoksen regressioanalyysissä.

Perusmallia havainnollistaa yhtälö Y = α + β1 (kaupunki) + β2 (ikä) + β3 (kaupunki × ikä) + β4 (alhainen syntymäpaino) + β5-7 (perhetekijät), jossa vakioidut älykkyysosamääräpistemäärät 6 ja 11 vuoden iässä ovat lapsen tulokset (Y); kaupunki = 1, jos lapsen asuinkunta on kaupunki ja 0, jos se on esikaupunki; ikä = 1 ÄO:n osalta 11-vuotiaana ja 0 ÄO:n osalta 6-vuotiaana; ja alhainen syntymäpaino = 1, jos lapsen syntymäpaino oli alhainen ja 0, jos lapsen syntymäpaino oli normaali. Viides, kuudes ja seitsemäs beetakerroin (β5-7) ovat kolmen perhetekijän, äidin ÄO:n, koulutuksen ja siviilisäädyn, kertoimia. Kerroin β1 on kaupunkilasten ja esikaupunkilasten keskimääräisten ÄO-arvojen ero 6-vuotiaana, kun ne on oikaistu alhaisen syntymäpainon ja perhetekijöiden perusteella; β2 on esikaupunkilasten keskimääräisen ÄO-arvon ero 11-vuotiaana verrattuna 6-vuotiaana; ja vuorovaikutustermi β3 arvioi, missä määrin kaupunkilasten keskimääräisen ÄO-arvon muutos eroaa esikaupunkilasten ÄO-arvon muutoksesta. Näin ollen β2 + β3 on kaupunkilaislasten keskimääräisen älykkyysosamäärän muutos 6-vuotiaasta 11-vuotiaaseen ikävuoteen oikaistuna pienellä syntymäpainolla ja perhetekijöillä. (Lisämalleissa arvioimme muita kaksi- ja kolmisuuntaisia vuorovaikutussuhteita riskitekijäparien, esim. kaupunkiyhteisön ja alhaisen syntymäpainon, sekä riskitekijöiden ja iän välillä). GEE-menetelmällä estimoidaan regressiokertoimet ja niiden keskivirheet ottaen huomioon lasten ÄO-mittausten välinen korrelaatio 6 ja 11 vuoden iässä. Tällä lähestymistavalla saadaan päteviä ja vankkoja varianssiestimaatteja, vaikka tiedetään, että useiden tulosmittareiden välillä on positiivinen korrelaatio koehenkilöiden sisällä. Vaihtokorrelaatiovaihtoehtoa käytettiin työkorrelaationa GEE-mallien estimoinnissa.

TULOKSET

Keskiarvot ja keskihajonnat kuvaileville tiedoille, mukaan lukien täyden asteikon, verbaaliset ja suorituskyvyn ÄO-pisteet iän, alhaisen syntymäpainon vs. normaalin syntymäpainon ja kaupunki- vs. esikaupunkiyhdyskunnan mukaan jaoteltuna, ovat taulukossa 2. Keskitymme tässä täysimittaiseen älykkyysosamäärään. Verbaalisen ja suorituskykyisen ÄO:n analyysit tuottivat samanlaisia tuloksia (saatavissa kirjoittajilta). Nämä tiedot viittaavat siihen, että älykkyysosamäärä laskee 6 ja 11 ikävuoden välillä kaupunkilaislapsilla, mutta ei esikaupunkilapsilla.

TAULUKKO 2.

Keskimääräiset pistemäärät Weschlerin lasten älykkyysosamäärän asteikolla (Weschler Intelligence Scale for Children-Revised) 6 ja 11 vuoden iässä yhdyskuntatyypeittäin ja syntymäpainon mukaan jaoteltuna (n = 717) Detroitissa, Michiganin suurkaupunkialueella, vuosina 1990-1992 ja 1995-1997

. Alhainen syntymäpaino (≤2 500 g) . Normaali syntymäpaino (>2 500 g) .
. Urbaani yhteisö (n = 231) . Lähiöyhteisö (n = 180) . Urbaani yhteisö (n = 143) . Lähiöyhteisö (n = 163) .
. Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta .
Kokonaisälykkyysosamäärä (ÄO) 93.1 (15.6)* 88.1 (14.7) 107.0 (15.0) 107.8 (14.8) 99.1 (14.0) 94.1 (13.6) 113.3 (15.4) 112.8 (14.3)
Performance IQ 92.7 (15.3) 88.5 (15.2) 105.8 (15.3) 106.5 (15.3) 98.8 (13.2) 94.1 (13.1) 110.9 (14.7) 111.1 (14.6)
Sanallinen älykkyysosamäärä 94.7 (15.9) 89.7 (14.4) 106.8 (15.5) 107.5 (14.3) 99.7 (15.2) 95.0 (14.2) 113.2 (15.9) 111.8 (14.2)
. Alhainen syntymäpaino (≤2 500 g) . Normaali syntymäpaino (>2 500 g) .
. Urbaani yhteisö (n = 231) . Lähiöyhteisö (n = 180) . Urbaani yhteisö (n = 143) . Lähiöyhteisö (n = 163) .
. Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta .
Kokonaisälykkyysosamäärä (ÄO) 93.1 (15.6)* 88.1 (14.7) 107.0 (15.0) 107.8 (14.8) 99.1 (14.0) 94.1 (13.6) 113.3 (15.4) 112.8 (14.3)
Performance IQ 92.7 (15.3) 88.5 (15.2) 105.8 (15.3) 106.5 (15.3) 98.8 (13.2) 94.1 (13.1) 110.9 (14.7) 111.1 (14.6)
Verbaalinen älykkyysosamäärä 94.7 (15.9) 89.7 (14.4) 106.8 (15.5) 107.5 (14.3) 99.7 (15.2) 95.0 (14.2) 113.2 (15.9) 111.8 (14.2)
*

Luvut suluissa, keskihajonta.

TAULUKKO2.

Mean scores on the Weschler Intelligence Scale for Children-Revised at age 6 and 11 years, by type of community and birth weight status (n = 717), Detroit, Michigan, metropolialue, 1990-1992 ja 1995-1997

. Alhainen syntymäpaino (≤2 500 g) . Normaali syntymäpaino (>2 500 g) .
. Urbaani yhteisö (n = 231) . Lähiöyhteisö (n = 180) . Urbaani yhteisö (n = 143) . Lähiöyhteisö (n = 163) .
. Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta .
Kokonaisälykkyysosamäärä (ÄO) 93.1 (15.6)* 88.1 (14.7) 107.0 (15.0) 107.8 (14.8) 99.1 (14.0) 94.1 (13.6) 113.3 (15.4) 112.8 (14.3)
Performance IQ 92.7 (15.3) 88.5 (15.2) 105.8 (15.3) 106.5 (15.3) 98.8 (13.2) 94.1 (13.1) 110.9 (14.7) 111.1 (14.6)
Sanallinen älykkyysosamäärä 94.7 (15.9) 89.7 (14.4) 106.8 (15.5) 107.5 (14.3) 99.7 (15.2) 95.0 (14.2) 113.2 (15.9) 111.8 (14.2)
. Alhainen syntymäpaino (≤2 500 g) . Normaali syntymäpaino (>2 500 g) .
. Urbaani yhteisö (n = 231) . Lähiöyhteisö (n = 180) . Urbaani yhteisö (n = 143) . Lähiöyhteisö (n = 163) .
. Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta . Ikä 6 vuotta . Ikä 11 vuotta .
Kokonaisälykkyysosamäärä (ÄO) 93.1 (15.6)* 88.1 (14.7) 107.0 (15.0) 107.8 (14.8) 99.1 (14.0) 94.1 (13.6) 113.3 (15.4) 112.8 (14.3)
Performance IQ 92.7 (15.3) 88.5 (15.2) 105.8 (15.3) 106.5 (15.3) 98.8 (13.2) 94.1 (13.1) 110.9 (14.7) 111.1 (14.6)
Sanallinen älykkyysosamäärä 94.7 (15.9) 89.7 (14.4) 106.8 (15.5) 107.5 (14.3) 99.7 (15.2) 95.0 (14.2) 113.2 (15.9) 111.8 (14.2)
*

Luvut suluissa, keskihajonta.

Kuviossa 1 on esitetty älykkyysosamääräpisteiden empiiriset kumulatiiviset jakaumat ikävaiheen mukaan kaupunkilais- ja esikaupunkilaislapsilla syntymäpainon mukaan (normaalipainoinen syntymä vs. pienipainoinen syntymäpaino). Kaupunkilaislasten, sekä normaalipainoisten että pienipainoisten, kumulatiiviset jakaumakäyrät laskevat esikaupunkilasten käyristä vasemmalle, mikä kuvastaa kaupunki- ja esikaupunkilasten välisiä älykkyysosamääräeroja kummassakin iässä. Molemmissa syntymäpainoryhmissä esikaupunkilasten älykkyysosamääräkäyrät 6 ja 11 vuoden iässä ovat tiiviisti päällekkäin, kun taas kaupunkilaislasten älykkyysosamääräkäyrissä näkyy siirtymä alaspäin 6 ja 11 vuoden iässä.

KUVIO 1.

Älykkyysosamääräpisteiden (ÄO) empiiriset kumulatiiviset jakaumat 6 ja 11 vuoden iässä kaupunki- ja esikaupunkilasten keskuudessa Detroitissa, Michiganin suurkaupunkialueella, 1990-1992 ja 1995-1997. Käyrät osoittavat kunkin ryhmän prosenttiosuuden, joka saavuttaa tai alittaa tietyn älykkyysosamääräpistemäärän. Yläpaneeli, normaalipainoiset lapset; alapaneeli, pienipainoiset lapset.

KUVIO 1.

Älykkyysosamäärän (ÄO) pisteiden empiiriset kumulatiiviset jakaumat 6 ja 11 vuoden iässä kaupunkien ja esikaupunkien lapsilla, Detroit, Michiganin suurkaupunkialueella, 1990-1992 ja 1995-1997. Käyrät osoittavat kunkin ryhmän prosenttiosuuden, joka saavuttaa tai alittaa tietyn älykkyysosamääräpistemäärän. Yläpaneeli, normaalipainoiset lapset; alapaneeli, pienipainoiset lapset.

Taulukossa 3 esitetään tulokset kahdesta peräkkäisestä mallista, joita käytettiin testaamaan ja arvioimaan asuinyhteisön (kaupunki vs. esikaupunki), pienipainoisten lasten ja perhetekijöiden vaikutuksia älykkyysosamäärään 6 ja 11 vuoden iässä. Mallissa 1 tarkasteltiin yhdyskunnan ja syntymäpainotilanteen vaikutuksia. Mallissa 2 otimme käyttöön perhekohtaiset muuttujat. Molempiin malleihin otimme mukaan vain yhden merkitseväksi havaitun vuorovaikutuksen, eli yhdyskunnan ja iän välisen vuorovaikutuksen, joka osoittaa, että kaupunkilaislasten ÄO:n muutos eroaa esikaupunkilasten ÄO:n muutoksesta. Muilla vuorovaikutussuhteilla – esim. matala syntymäpaino × kaupunkiyhteisö, matala syntymäpaino × ikä ja matala syntymäpaino × kaupunkiyhteisö × ikä – oli pienet kertoimet (lähellä nollaa), jotka eivät olleet tilastollisesti merkitseviä α = 0,15:ssä. Mallin 1 tulokset osoittavat, että kaupunkilasten älykkyysosamäärä oli 6-vuotiaana 14,0 älykkyysosamääräpistettä alhaisempi kuin esikaupunkilasten, riippumatta syntymäpainosta. Lisäksi kaupunkilaislasten älykkyysosamäärä laski 6-vuotiaasta 11-vuotiaaksi 5,0 pistettä (-5,19 + 0,21) riippumatta syntymäpainosta. Esikaupunkien lapsilla havaittiin vähäinen muutos (0,21). Kaupunki- ja esikaupunkilasten välinen ero keskimääräisessä älykkyysosamäärässä kasvoi 6-vuotiaasta 11-vuotiaaksi 14,0 pisteestä 19,2 pisteeseen. Sekä kaupunki- että esikaupunkilapset, joilla oli alhainen syntymäpaino, saivat 5,8 älykkyysosamääräpistettä alhaisemman älykkyysosamäärän kuin normaalipainoiset lapset. Tämän eron suuruus ei juurikaan muuttunut 6-vuotiaasta 11-vuotiaaksi kummassakaan yhdyskuntatyypissä. Tämä tulkinta perustuu siihen, että kaupunkiyhteisön ja pienen syntymäpainon välistä vuorovaikutusta tai pienen syntymäpainon ja iän kahden ja kolmen suunnan vuorovaikutusta ei havaittu.

TAULUKKO 3.

Regressioestimaatit lasten pistemääristä Weschler Intelligence Scale for Children-Revised -mittarilla peräkkäisistä yleistetyistä estimointiyhtälömalleista, joissa perhemuuttujat (äidin älykkyysosamäärä (ÄO), koulutus ja siviilisääty) on lisätty mallissa 2 perusmalliin, Detroit, Michiganin suurkaupunkialue, 1990-1992 ja 1995-1997

. Malli 1 . Malli 2 .
. β* . Vakiovirhe . p-arvo . β* . Vakiovirhe . p-arvo .
Urbaani yhteisö (vs. esikaupunki) -14.00 1.12 <0.0001 -4.90 1.18 <0.0001
Ikä 11 vuotta (vs. ikä 6 vuotta) 0.21 0.50 0.67 0.22 0.50 0.66
Urbaani yhteisö × ikä -5.19 0.67 <0.0001 -5.24 0.68 <0.0001
Alhainen syntymäpaino (vs. normaali syntymäpaino) -5.84 1.05 <0.0001 -4.70 0.94 <0.0001
Äidin ÄO
Äidin koulutus† 0.39 0.04 <0.0001
Alle keskiasteen -6.82 1.97 0.001
Lukio -5.05 1.59 0.001
Jokin korkeakoulu -2.01 1.39 0.15
Yksinhuoltajaäiti -2.85 1.14 0.01
. Malli 1 . Malli 2 .
. β* . Vakiovirhe . p-arvo . β* . Vakiovirhe . p-arvo .
Urbaani yhteisö (vs. esikaupunki) -14.00 1.12 <0.0001 -4.90 1.18 <0.0001
Ikä 11 vuotta (vs. ikä 6 vuotta) 0.21 0.50 0.67 0.22 0.50 0.66
Urbaani yhteisö × ikä -5.19 0.67 <0.0001 -5.24 0.68 <0.0001
Alhainen syntymäpaino (vs. Normaali syntymäpaino) -5.84 1.05 <0.0001 -4.70 0.94 <0.0001
Äidin ÄO
Äidin koulutus† 0.39 0.04 <0.0001
Alle keskiasteen -6.82 1.97 0.001
Lukio -5.05 1.59 0.001
Some college -2.01 1.39 0.15
Sinkkuäiti -2.85 1.14 0.01
*

Vakioimaton osittainen regressiokerroin, joka kuvaa riippumattomaan muuttujaan liittyvää eroa lasten ÄO-pisteissä.

Viiteryhmä: korkeakoulu ja sitä vanhemmat.

TAULUKKO 3.

Malli 1 . Malli 2 . . β* . Vakiovirhe . p-arvo . β* . Vakiovirhe . p-arvo .
Urbaani yhteisö (vs. esikaupunki) -14.00 1.12 <0.0001 -4.90 1.18 <0.0001 Ikä 11 vuotta (vs. ikä 6 vuotta) 0.21 0.50 0.67 0.22 0.50 0.66 Urbaani yhteisö × ikä -5.19 0.67 <0.0001 -5.24 0.68 <0.0001 Alhainen syntymäpaino (vs. normaali syntymäpaino) -5.84 1.05 <0.0001 -4.70 0.94 <0.0001 Äidin ÄO Äidin koulutus† 0.39 0.04 <0.0001 Alle keskiasteen -6.82 1.97 0.001 Lukio -5.05 1.59 0.001 Jokin korkeakoulu -2.01 1.39 0.15 Yksinhuoltajaäiti -2.85 1.14 0.01
. Malli 1 . Malli 2 .
. β* . Vakiovirhe . p-arvo . β* . Vakiovirhe . p-arvo .
Urbaani yhteisö (vs. esikaupunki) -14.00 1.12 <0.0001 -4.90 1.18 <0.0001
Vuosi 11 vuotta (vs. Ikä 6 vuotta) 0.21 0.50 0.67 0.22 0.50 0.66
Urbaani yhteisö × ikä -5.19 0.67 <0.0001 -5.24 0.68 <0.0001
Alhainen syntymäpaino (vs. normaali syntymäpaino) -5.84 1.05 <0.0001 -4.70 0.94 <0.0001
Äidin ÄO
Äidin koulutus† 0.39 0.04 <0.0001
Alle lukion -6.82 1.97 0.001
Lukio -5.05 1.59 0.001
Jokin korkeakoulu -2.01 1.39 0.15
Yksinhuoltajaäiti -2.85 1.14 0.01
*

Vakioimaton osittainen regressiokerroin, joka kuvaa riippumattomaan muuttujaan liittyvää eroa lasten ÄO-pisteissä.

Viiteryhmä: korkeakouluikäiset ja sitä vanhemmat.

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).

KUVIO 2.

Älykkyysosamääräpisteiden (ÄO-pisteiden) muutosten jakaumat (11 vuoden ikä vähennettynä 6 vuoden iällä) kaupunki- ja esikaupunkilapsilla Detroitissa, Michiganin suurkaupunkialueella, 1990-1992 ja 1995-1997. Pystyviivat merkitsevät mediaaniarvoja.

KUVIO 2.

Älykkyysosamääräpisteiden (ÄO-pisteiden) muutoksen jakaumat (11 vuoden ikä vähennettynä 6 vuoden iällä) kaupunkien ja esikaupunkien lapsilla, Detroit, Michiganin suurkaupunkialueella, 1990-1992 ja 1995-1997. Pystysuorat viivat merkitsevät mediaaniarvoja.

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.

Tulostuspyynnöt osoitetaan tohtori Naomi Breslaulle, Henry Ford Health System, 1 Ford Place, 3A, Detroit, MI 48202-3450, (sähköposti: [email protected]).

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.

Moffit TE, Caspi A, Harkness AR, et al. The natural history of change in intellectual performance: Who changes? How much? Onko se merkityksellistä?

J Child Psychol Psychiatry
1992

;

34

:

455

-6.

Ceci SJ. Kuinka paljon koulunkäynti vaikuttaa yleiseen älykkyyteen ja sen kognitiivisiin osatekijöihin? A reassessment of the evidence.

Dev Psychol
1991

;

27

:

703

-22.

Ceci SJ. Älykkyydestä: bio-ekologinen tutkielma älyllisestä kehityksestä. (Expanded ed.) Cambridge, MA: Harvard University Press, 1996.

Douglas JW. Koti ja koulu. Lontoo, Yhdistynyt kuningaskunta: McGibbon and Kee, 1964.

Lee ES. Muuttoliike: Klinebergin hypoteesin Philadelphia-testi.

Am Sociol Rev
1951

;

16

:

227

-32.

Breslau N. A gradient relationship between low birth weight and IQ at age 6 years.

Arch Pediatr Adolesc Med
1994

;

148

:

377

-83.

Breslau N, Chilcoat H, Del Dotto J, et al. Low birth weight and neurocognitive status at six years of age.

Biol Psychiatry
1996

;

40

:

389

-97.

Saigal S, Szatmari P, Rosenbaum D, et al. Äärimmäisen pienipainoisten syntymäpainoisien lasten ja vastaavien terminaalipainoisten vertailulasten kognitiiviset kyvyt ja koulumenestys 8 vuoden iässä: alueellinen tutkimus.

J Pediatr
1991

;

118

:

751

-60.

Teplin SW, Burchinal M, Johnson-Martin N, et al. Alle 1001 gramman syntymäpainon omaavien lasten neurokehityksellinen, terveydellinen ja kasvutilanne 6 vuoden iässä.

J Pediatr
1991

;

118

:

768

-77.

Lloyd BW, Wheldall K, Perks D. Kontrolloidussa tutkimuksessa tutkitaan rajatulta maantieteelliseltä alueelta peräisin olevien, syntymäkyvyltään pienipainoisten lasten älykkyysosamäärää (intelligence) ja suoriutumistaan koulussa.

Dev Med Child Neurol
1988

;

30

:

36

-42.

Marlow N, Roberts BL, Cooke RW. Motoriset taidot erittäin pienipainoisilla syntymäpainoisilla lapsilla 6 vuoden iässä.

Arch Dis Child
1989

;

64

:

839

-47.

Klein NK, Hack M, Breslau N. Lapset, jotka olivat erittäin pienipainoisia syntymäpainoltaan: Kehitys ja akateemiset saavutukset yhdeksän vuoden iässä.

J Dev Behav Pediatr
1989

;

10

:

32

-7.

Hack M, Breslau N, Aram D, ym. Hyvin pienipainoisten lasten syntymäpainon (very low birth weight) ja sosiaalisten riskien (social risk) vaikutus kouluikään mennessä ilmeneviin neurokognitiivisiin kykyihin.

J Dev Behav Pediatr
1992

;

13

:

412

-20.

Rickards AL, Kitchen WH, Doyle LW, et al. Kognitio, koulumenestys ja käyttäytyminen erittäin pienipainoisilla ja normaalipainoisilla syntymäpainoisilla lapsilla 8 vuoden iässä: pitkittäistutkimus.

J Dev Behav Pediatr
1993

;

14

:

363

-8.

Levy-Shiff R, Einat G, Mogilner MB, et al. Biologiset ja ympäristöön liittyvät korrelaatiot ennenaikaisesti syntyneiden lasten kehitystuloksiin varhaisnuoruudessa.

J Pediatr Psychol
1994

;

19

:

63

-78.

McCormick MC, Brooks-Gunn J, Workman-Daniels K, et al. The health and developmental status of very low-birth-weight children at school age.

JAMA
1992

;

267

:

2204

-8.

Breslau N. Psykiatriset jälkiseuraamukset pienipainoisesta syntymästä.

Epidemiol Rev
1995

;

7

:

96

-106.

Johnson EO, Breslau N. Increased riski oppimisvaikeuksien kehittymiselle pienipainoisilla syntymäpainon omaavilla pojilla 11-vuotiaina.

Biol Psychiatry
2000

;

47

:

490

-500.

Bureau of the Census, USA:n kauppaministeriö. Väestö- ja asuntolaskenta 1990. Yhteenvetonauhatiedosto 3 CD-ROM-levyllä. Washington, DC: Bureau of the Census, 1992.

Wechsler D. Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised manual. New York, NY: The Psychological Corporation, 1974.

Zeger SL, Liang K-Y. Pitkittäisaineiston analyysi diskreettejä ja jatkuvia tuloksia varten.

Biometrics
1986

;

42

:

121

-30.

Liang K-Y, Zeger SL. Pitkittäisaineiston analyysi käyttäen yleistettyjä lineaarisia malleja.

Biometrika
1986

;

73

:

13

-22.

Diggle PJ, Liang K-Y, Zeger SL. Pitkittäisaineistojen analysointi. New York, NY: Oxford University Press, 1994.

Liang K-Y, Zeger SL. Jatkuvien ja diskreettien vastausten pitkittäisaineiston analyysi pre-post-malleissa.

Sankhya Ser B
2000

;

62

:

134

-48.

Stanek EJ. Pretest-post-test-analyysin valinta.

Am Stat
1988

;

42

:

178

-83.

Pizer SM. Numeerinen laskenta ja matemaattinen analyysi. Chicago, IL: Science Research Associates, Inc. 1975:251-454.

Schiff M, Duyme M, Dumaret A, et al. How much can we boost scholastic achievement and IQ scores? Suora vastaus ranskalaisesta adoptiotutkimuksesta.

Cognition
1982

;

12

:

165

-96.

Duyme M, Dumaret A-C, Tomkiewicz S. Miten voimme nostaa ”tylsien lasten” ÄO:ta? Myöhäistä adoptiota koskeva tutkimus.

Proc Natl Acad Sci U S A
1999

;

96

:

8790

-4.

Brooks-Gunn J, Klebanov PK, Duncan GJ. Etniset erot lasten älykkyystestituloksissa: taloudellisen puutteen, kotiympäristön ja äidin ominaisuuksien merkitys.

J Child Dev
1996

;

67

:

396

-408.

Brooks-Gunn J, Duncan GJ, Klebanov PK, et al. Do neighborhoods influence child and adolescent development?

Am J Sociol
1993

;

99

:

353

-95.

Neisser U, Boodoo G, Bouchard TJ ym. älykkyysosamäärittelyn perusteet (älykkyysosamäärittelyn perusteet) Intelligenssievereniteetti (Intelligence): tiedetään ja tunnetaan.

Am Psychol
1996

;

51

:

77

-101.

Jensen AR. Kumulatiivinen vaje mustien ÄO:ssa etelän maaseudulla.

Dev Psychol
1977

;

13

:

184

-91.

Phillips M, Crouse J, Ralph J. Does the black-white test score gap levenee sen jälkeen, kun lapset ovat tulleet kouluun? In: Jencks C, Phillips M, eds. The black-white test score gap. Washington, DC: Brookings Institution Press, 1998:229-72.

Vastaa

Sähköpostiosoitettasi ei julkaista.