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Abstract

Gli autori hanno stimato l’influenza dei fattori familiari e dello svantaggio comunitario sui cambiamenti dei punteggi del quoziente di intelligenza (QI) dei bambini dall’età di 6 anni all’età di 11 anni. I dati sono stati ottenuti da uno studio longitudinale delle conseguenze neuropsichiatriche del basso peso alla nascita in due comunità socioeconomicamente disparate e geograficamente definite nell’area metropolitana di Detroit, Michigan. Campioni rappresentativi di bambini con basso peso alla nascita e con peso alla nascita normale della città di Detroit (urbana) e della vicina periferia di classe media (suburbana) sono stati valutati all’età di 6 anni (nel 1990-1992) e all’età di 11 anni (nel 1995-1997) (n = 717). Il QI dei bambini è stato misurato usando la Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised. I fattori familiari considerati includevano il QI materno, l’istruzione e lo stato civile. È stata utilizzata l’analisi di regressione multipla applicando le equazioni di stima generalizzate. Il QI dei bambini urbani, indipendentemente dal peso alla nascita, è diminuito dall’età di 6 anni all’età di 11 anni. Lo spostamento verso il basso ha aumentato del 50% la proporzione di bambini urbani con un punteggio di 1 deviazione standard al di sotto della media standardizzata del QI di 100. Un cambiamento trascurabile è stato osservato nei bambini di periferia. Il QI materno, l’istruzione, lo stato civile e il basso peso alla nascita hanno predetto il QI all’età di 6 anni, ma non erano correlati al cambiamento del QI. Crescere in una comunità razzialmente segregata e svantaggiata, più di fattori individuali e familiari, può contribuire a un declino del punteggio del QI nei primi anni di scuola.

Nonostante le controversie sul significato e la natura dell’intelligenza generale, pochi potrebbero contestare l’affermazione che i punteggi sui test standardizzati del quoziente di intelligenza (QI) sono forti predittori di risultati importanti per i membri di entrambi i gruppi di maggioranza e minoranza. I punteggi del QI non sono immutabili; ripetuti test del QI durante l’infanzia rivelano notevoli cambiamenti all’interno degli individui (1). Tuttavia, le cause del cambiamento del QI (oltre all’inaffidabilità) rimangono poco chiare. Una relazione inversa tra il QI e l’età è stata riportata in gruppi di bambini che vivono in varie condizioni di deprivazione (2-5). Questa evidenza, che suggerisce un declino del QI con l’aumentare dell’età tra i bambini socialmente svantaggiati, si basa su studi trasversali di gruppi atipici condotti diversi decenni fa. Inoltre, i contributi della famiglia e della comunità al cambiamento del QI non sono stati distinti in questi studi.

Abbiamo esaminato i contributi dei fattori familiari e della comunità svantaggiata al cambiamento del QI dall’inizio della scuola a 5 anni dopo. I dati sono stati ottenuti da uno studio longitudinale progettato per valutare le sequele neuropsichiatriche del basso peso alla nascita (≤ 2.500 g) in due comunità socioeconomicamente disparate, il centro città e la periferia della classe media di una grande area metropolitana degli Stati Uniti (6, 7). Il basso peso alla nascita è stato associato a deficit del QI in quello studio e in altri studi, indipendentemente dallo svantaggio sociale (6, 8-17). Mentre gli studi precedenti non hanno esaminato il ruolo del basso peso alla nascita nel cambiamento del QI con l’aumentare dell’età, i dati di questo studio ci hanno permesso di stimare e controllare i potenziali effetti del basso peso alla nascita sul cambiamento del QI nella popolazione generale. I fattori familiari sono stati indicizzati dal QI materno, dall’istruzione materna e dallo stato di monoparentale, tutti fattori che sono collegati al QI dei bambini (3). La comunità svantaggiata è stata indicizzata dalla residenza nel centro della città in contrasto con un sobborgo della classe media.

MATERIALI E METODI

Campioni di bambini di basso peso alla nascita e di peso normale alla nascita sono stati selezionati a caso dalle liste di dimissione dei neonati di due grandi ospedali nel sud-est del Michigan, uno nella città di Detroit e l’altro in un sobborgo vicino. I soggetti sono stati arruolati quando avevano 6 anni di età. Abbiamo preso di mira le coorti 1983-1985 di neonati che hanno raggiunto i 6 anni negli anni accademici 1989-1990, 1990-1991 e 1991-1992, il periodo previsto per il lavoro sul campo. Il numero totale di dimissioni di neonati per il periodo 1983-1985 era di 6.698 nell’ospedale urbano e 16.136 nell’ospedale suburbano. Durante quel periodo, l’ospedale di Detroit serviva soprattutto i residenti del centro città. L’ospedale suburbano serviva soprattutto i residenti delle comunità suburbane della classe media nell’area metropolitana di Detroit. In ogni ospedale, per ogni anno dal 1983 al 1985, sono stati prelevati campioni casuali di 130 neonati con basso peso alla nascita e 93 neonati con peso alla nascita normale. Dei 1.338 bambini campionati, 196 erano noti per essersi trasferiti fuori dall’area metropolitana, per essere morti, o per vivere in case di accoglienza. Quarantasette bambini identificati dalle cartelle cliniche come affetti da gravi disturbi neurologici sono stati esclusi, poiché il nostro obiettivo era quello di valutare gli esiti a lungo termine nei bambini che erano sopravvissuti fino all’età scolare senza gravi disturbi. Dei 1.095 bambini del campione di riferimento, 823 (75%) hanno partecipato allo studio; il 4% non poteva essere localizzato e i genitori del 21% hanno rifiutato. I bambini sono stati valutati quando avevano 6 anni.

Cinque anni dopo, nel 1995-1997, quando i bambini avevano 11 anni, abbiamo rivalutato il campione. Del campione totale, 717 (87,1%) hanno completato la seconda valutazione (il 4% si era trasferito fuori dall’area geografica e i genitori del 9% hanno rifiutato). Le caratteristiche chiave del campione rivalutato, tra cui la razza, l’istruzione materna, lo stato di basso peso alla nascita e la distribuzione iniziale del QI dei bambini, erano cambiate poco (18). I bambini con basso peso alla nascita nei campioni urbani e suburbani erano simili per quanto riguarda le caratteristiche neonatali, compresa la percentuale di bambini nati piccoli per l’età gestazionale, il numero di giorni trascorsi nell’unità di terapia intensiva neonatale, la percentuale con un punteggio Apgar di 5 minuti ≤5 e la distribuzione tra i livelli di basso peso alla nascita.

La classificazione urbana (città di Detroit) rispetto a quella suburbana era basata sull’indirizzo della famiglia alla prima valutazione. Una piccola minoranza di famiglie (10%) che avevano risieduto nella città di Detroit al momento della prima valutazione aveva un indirizzo suburbano al follow-up, ma il momento del cambiamento non è stato accertato; queste famiglie sono state classificate come urbane in questa analisi. Una descrizione dei campioni urbani e suburbani rispetto alle caratteristiche sociodemografiche e neonatali è presentata nella tabella 1. Rispetto al campione suburbano, il campione della città di Detroit aveva percentuali nettamente più alte di bambini appartenenti a minoranze (84,2 per cento contro 5,5 per cento), bambini nati da madri single (58,1 per cento contro 9,7 per cento), e madri con meno di un’istruzione superiore (26,7 per cento contro 6,7 per cento). Con poche eccezioni, i bambini della minoranza erano neri, riflettendo la composizione razziale-etnica della zona di Detroit. Le differenze tra i sottoinsiemi a basso peso alla nascita e quelli a peso normale all’interno delle due comunità erano piccole (tabella 1). I dati del censimento degli Stati Uniti del 1990 indicavano forti disparità tra la città di Detroit e la restante area metropolitana nelle percentuali di non bianchi (78.4 per cento contro 8.4 per cento), disoccupati (19.7 per cento contro 6.0 per cento), donne capofamiglia (senza marito presente) (56.0 per cento contro 17.2 per cento) e famiglie che vivono sotto il livello di povertà (40.0 per cento contro 8.6 per cento) (19). Così, il disegno di campionamento ha fornito un confronto tra popolazioni con condizioni sociali fortemente contrastanti.

Misurazione del QI

La Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised (WISC-R) (20) è stata usata per misurare il QI dei bambini. La WISC-R è standardizzata per età e ha una media di 100 e una deviazione standard di 15 nella popolazione generale. Così, un bambino il cui punteggio del QI rimane lo stesso dall’età di 6 anni all’età di 11 anni non mostra la stessa performance in entrambe le valutazioni. Invece, il bambino mostrerà guadagni nella conoscenza generale, nel vocabolario, nella capacità di ragionamento e in altri campi. Ciò che non cambia è il punteggio del bambino in confronto ai suoi compagni di età.

I bambini sono stati valutati individualmente nelle stesse condizioni di laboratorio standardizzate in entrambe le età. Gli psicometristi sono stati addestrati ad uno standard uniforme, e tutti i punteggi sono stati controllati da un secondo tester. Le valutazioni sono state condotte in cieco rispetto allo stato di basso peso alla nascita. Gli psicometristi che hanno condotto la valutazione all’età di 11 anni erano ciechi ai risultati ottenuti all’età di 6 anni. La correlazione tra i punteggi del QI tra i 6 e gli 11 anni era di 0,85.

Analisi statistica

Abbiamo usato l’analisi di regressione multipla, applicando le equazioni di stima generalizzate (GEE) (21-23), per testare e stimare gli effetti della comunità urbana rispetto a quella suburbana, del basso peso alla nascita e dei fattori familiari sul QI a 6 e 11 anni. L’approccio GEE offre vantaggi rispetto ad altri approcci di regressione utilizzati per misurare il cambiamento nel tempo (24, 25). L’approccio GEE permette di modellare simultaneamente la relazione tra i fattori di rischio specifici e il QI dei bambini sia all’età di 6 anni che all’età di 11 anni. Inoltre, l’aggiunta di termini di interazione ci ha permesso di esaminare se la differenza nel QI medio associata a un fattore specifico – per esempio, comunità urbana contro comunità suburbana – era significativamente maggiore all’età di 11 anni che all’età di 6 anni. Il coefficiente per un’interazione tra un fattore di rischio e l’età è equivalente a quello prodotto in un modello di regressione standard in cui il cambiamento del QI nel tempo è la variabile di risposta e il fattore di rischio è inserito come variabile predittiva. Tuttavia, l’approccio GEE fornisce informazioni sulle relazioni dei fattori di rischio con il QI ad ogni età, che non sono disponibili in un’analisi di regressione standard della variazione del punteggio.

Il modello di base è illustrato nell’equazione Y = α + β1 (urbano) + β2 (età) + β3 (urbano × età) + β4 (basso peso alla nascita) + β5-7 (fattori familiari), dove i punteggi standardizzati del QI alle età 6 e 11 anni sono i risultati del bambino (Y); urbano = 1 se la comunità del bambino è urbana e 0 se è suburbana; età = 1 per il QI a 11 anni e 0 per il QI a 6 anni; e basso peso alla nascita = 1 se il bambino ha avuto un basso peso alla nascita e 0 se il bambino ha avuto un peso alla nascita normale. Il quinto, sesto e settimo coefficiente beta (β5-7) sono i coefficienti di tre fattori familiari, QI materno, istruzione e stato civile. Il coefficiente β1 è la differenza tra il QI medio all’età di 6 anni dei bambini urbani e suburbani, aggiustato per il basso peso alla nascita e i fattori familiari; β2 è la differenza nel QI medio all’età di 11 anni rispetto all’età di 6 anni dei bambini suburbani; e il termine di interazione, β3, stima la misura in cui il cambiamento nel QI medio dei bambini urbani differisce da quello dei bambini suburbani. Così, β2 + β3 è il cambiamento nel QI medio tra i bambini urbani dall’età di 6 anni all’età di 11 anni, aggiustato per il basso peso alla nascita e i fattori familiari. (In modelli aggiuntivi, abbiamo valutato altre interazioni a due e tre vie tra coppie di fattori di rischio, ad esempio, comunità urbana e basso peso alla nascita, e tra fattori di rischio ed età). Il metodo GEE stima i coefficienti di regressione e i loro errori standard, tenendo conto della correlazione tra le misure del QI dei bambini alle età di 6 e 11 anni. Questo approccio produce stime valide e robuste della varianza, anche quando c’è una nota correlazione positiva tra più misure di risultato all’interno dei soggetti. L’opzione di correlazione scambiabile è stata usata come correlazione di lavoro nella stima dei modelli GEE.

RISULTATI

I valori medi e le deviazioni standard per i dati descrittivi, compresi i punteggi del QI a scala reale, verbale e di performance per età, basso peso alla nascita rispetto al peso normale, e comunità urbana rispetto a quella suburbana, appaiono nella tabella 2. Ci concentriamo qui sul QI su scala reale. Le analisi dei dati del QI verbale e delle prestazioni hanno dato risultati simili (disponibili presso gli autori). Questi dati suggeriscono un declino del QI tra i 6 e gli 11 anni di età nei bambini urbani ma non in quelli di periferia.

La figura 1 mostra le distribuzioni cumulative empiriche dei punteggi del QI per età tra i bambini urbani e suburbani, secondo lo stato del peso alla nascita (peso normale alla nascita vs. basso peso alla nascita). Le curve di distribuzione cumulativa dei bambini urbani, sia di peso normale che di basso peso alla nascita, cadono a sinistra delle curve dei bambini suburbani, riflettendo le differenze di QI tra i bambini urbani e suburbani ad entrambe le età. In entrambi i gruppi di peso alla nascita, le curve del QI dei bambini suburbani all’età di 6 e 11 anni si sovrappongono strettamente, mentre le curve del QI dei bambini urbani mostrano uno spostamento verso il basso tra i 6 e gli 11 anni.

La tabella 3 mostra i risultati di due modelli successivi utilizzati per testare e stimare gli effetti della comunità (urbana vs. suburbana), del basso peso alla nascita e dei fattori familiari sul QI a 6 e 11 anni. Nel modello 1, abbiamo esaminato gli effetti della comunità e dello stato del peso alla nascita. Nel modello 2, abbiamo introdotto l’insieme delle covariate familiari. In entrambi i modelli, abbiamo incluso solo la singola interazione che si è rivelata significativa, cioè l’interazione comunità urbana × età, che indica che il cambiamento del QI dei bambini urbani differisce da quello dei bambini suburbani. Altre interazioni – ad esempio, basso peso alla nascita × comunità urbana, basso peso alla nascita × età, e basso peso alla nascita × comunità urbana × età – avevano coefficienti di bassa entità (vicini allo zero) che non erano statisticamente significativi ad α = 0,15. I risultati del modello 1 mostrano che i bambini urbani all’età di 6 anni hanno ottenuto 14,0 punti di QI in meno rispetto ai bambini di periferia, indipendentemente dal peso alla nascita. Inoltre, dall’età 6 all’età 11, il QI dei bambini urbani, indipendentemente dal peso alla nascita, è diminuito di 5,0 punti (-5,19 + 0,21). Un cambiamento trascurabile è stato rilevato tra i bambini di periferia (0,21). Dall’età di 6 anni all’età di 11 anni, il divario nel QI medio tra bambini urbani e suburbani è aumentato da 14,0 punti a 19,2 punti. I bambini con basso peso alla nascita, sia urbani che suburbani, hanno ottenuto 5,8 punti di QI in meno rispetto alle loro controparti con peso normale alla nascita. La dimensione di questa differenza è cambiata poco dall’età 6 all’età 11 in entrambi i tipi di comunità. Questa interpretazione si basa sull’incapacità di rilevare un’interazione comunità urbana × basso peso alla nascita o interazioni a due e tre vie che coinvolgono basso peso alla nascita ed età.

I risultati del modello 2 mostrano che l’aggiunta di fattori familiari al modello GEE ha attenuato notevolmente la differenza urbana-suburbana osservata nel QI dei bambini a 6 anni, da 14,0 punti a 4,9 punti. Quindi, il divario urbano-suburbano nel QI dei bambini all’inizio della scuola è stato spiegato in gran parte dalle differenze nelle caratteristiche familiari. Di gran lunga, il singolo fattore familiare più importante era il QI materno: L’aggiunta del solo QI materno al modello 1 ha ridotto la differenza osservata tra città e periferia nel QI dei bambini all’età di 6 anni da 14,0 punti a 5,7 punti. Al contrario, il declino del QI all’età di 11 anni tra i bambini urbani calcolato nel modello 1 è rimasto intatto. Il divario urbano-suburbano del QI che non è stato spiegato dalle variabili familiari è aumentato da 4,9 punti all’età di 6 anni a 10,1 punti all’età di 11 anni. I risultati del modello 2 mostrano anche che il QI materno era positivamente correlato al QI dei bambini, così come il livello di istruzione materno, e i bambini nati da madri single hanno ottenuto punteggi più bassi rispetto ai bambini nati da madri sposate. Tuttavia, le interazioni di queste variabili con l’età erano vicine allo zero, indicando che non erano correlate al cambiamento del QI dei bambini.

Per illustrare le implicazioni del declino del QI tra i bambini urbani dall’età di 6 anni all’età di 11 anni, presentiamo nella figura 2 le distribuzioni dei cambiamenti intraindividuali nei punteggi del QI nei due tipi di comunità, combinando bambini a basso peso alla nascita e bambini di peso normale alla nascita. La figura presenta una linea di trama levigata, utilizzando un metodo spline cubico con derivate secondarie continue (26). Anche se il cambiamento nel punteggio del QI era pervasivo in entrambe le comunità, l’effetto netto era diverso. Le percentuali di bambini urbani e suburbani i cui punteggi sono diminuiti da ≥5 punti erano 51.9 e 31.5, rispettivamente; le percentuali i cui punteggi sono diminuiti da ≥7.5 punti erano 38.8 e 22.7, rispettivamente; e le percentuali i cui punteggi sono diminuiti da ≥10 punti erano 30.2 e 14.3, rispettivamente (tutti i confronti erano statisticamente significativi a p < 0.0001). Così, un surplus del 15,9 per cento dei bambini urbani all’età di 11 anni è caduto dietro le proprie prestazioni intellettuali all’età di 6 anni di due terzi di una deviazione standard, rispetto al loro gruppo di riferimento di età ad ogni valutazione. Un cambiamento di 10 punti WISC-R è ben al di sopra degli standard conservativi per separare il cambiamento dalla fluttuazione dovuta all’errore di misurazione (1).

Sono state condotte ulteriori analisi GEE nel sottoinsieme di bambini che non hanno cambiato residenza tra comunità urbane e suburbane (cioè, escludendo il 10% che è passato da un indirizzo urbano a uno suburbano tra i 6 e gli 11 anni). I risultati di queste analisi hanno replicato da vicino i risultati mostrati nella tabella 3. Un’analisi corrispondente al modello 1 nella tabella 3 ha mostrato che il divario iniziale nel punteggio medio del QI tra bambini urbani e suburbani nel sottoinsieme stabile è aumentato da 16,4 punti a 21,6 punti. Il divario urbano-suburbano del QI che non era rappresentato dal QI materno, dall’istruzione e dallo stato civile (corrispondente al modello 2 nella tabella 3) è aumentato da 7,4 punti all’età di 6 anni a 12,6 punti all’età di 11 anni. Così, gli incrementi nel divario urbano-suburbano dai 6 agli 11 anni, come stimato in queste analisi, erano approssimativamente gli stessi (cioè, 5 punti di QI) di quelli nella tabella 3, che erano basati sul campione totale.

DISCUSSIONE

I nostri risultati suggeriscono che crescere nel centro città potrebbe imporre svantaggi che portano a un declino nei punteggi del QI dei bambini dai 6 anni agli 11 anni. In media, il QI dei bambini urbani è diminuito di più di 5 punti. Un cambiamento di 5 punti in un singolo bambino potrebbe essere giudicato da alcuni come clinicamente non significativo. Tuttavia, un cambiamento di queste dimensioni nel QI medio di una popolazione, che riflette uno spostamento verso il basso nella distribuzione (piuttosto che un cambiamento nella forma della distribuzione), significa che la proporzione di bambini che segna 1 deviazione standard o più sotto la media standardizzata del QI di 100 aumenterebbe sostanzialmente. In questo studio, il cambiamento dall’età di 6 anni all’età di 11 anni ha aumentato la percentuale di bambini urbani con un punteggio inferiore a 85 sulla WISC-R da 22,2 a 33,2.

L’influenza della residenza urbana rispetto a quella suburbana sul cambiamento del QI contrasta con altri importanti predittori del QI dei bambini, cioè il basso peso alla nascita, il QI materno, l’istruzione materna e lo stato di madre single. Il basso peso alla nascita è stato associato a un deficit di QI di circa un terzo di una deviazione standard sia nei bambini svantaggiati del centro città che nei bambini della classe media di periferia, un deficit che è stato rilevato all’età di 6 anni ed è rimasto invariato all’età di 11 anni. I bambini con basso peso alla nascita non sono rimasti più indietro né hanno raggiunto i loro compagni di età con peso normale in entrambe le comunità. I determinanti familiari del QI, cioè il QI materno, l’istruzione e lo stato civile, hanno esercitato un’influenza stabile e uniforme sui punteggi del QI dei bambini attraverso l’età e in entrambe le comunità; nessuno è stato associato al cambiamento del QI. Inoltre, il divario iniziale del QI di 14 punti (all’età di 6 anni) tra bambini urbani e suburbani si è ridotto a 4,9 punti quando i fattori familiari, soprattutto il QI materno, sono stati controllati. In altre parole, le disparità urbane-suburbane nell’ambiente familiare e forse la genetica (nella misura in cui i fattori genetici si riflettono nel QI materno) hanno spiegato due terzi del divario urbano-suburbano del QI all’età di 6 anni. Tuttavia, questi fattori non hanno spiegato nessuna parte del declino del QI (di 5 punti, in media) tra i bambini urbani dall’età 6 all’età 11.

Recenti revisioni di studi condotti dai primi decenni del XX secolo fino agli anni recenti suggeriscono un’influenza dei fattori socio-ambientali sul QI (2-5, 27-31). Una relazione inversa tra il QI e l’età è stata riportata tra i bambini che vivono in varie condizioni di deprivazione, come l’impoverimento, la discriminazione razziale e la frequenza scolastica irregolare (2-5, 32). L’evidenza proviene principalmente da studi trasversali piuttosto che da studi longitudinali che seguono gli stessi individui nel tempo. Un’analisi di dati longitudinali da campioni statunitensi (33) ha rivelato un aumento del divario razziale nei risultati accademici dal primo al dodicesimo grado. Il rapporto del 1996 di una task force istituita dall’American Psychological Association ha riassunto le prove sui fattori coinvolti nella variabilità del QI (31). Il rapporto ha concluso che il QI è il “prodotto congiunto di variabili genetiche e ambientali” e che un’importante variabile ambientale con una chiara influenza sul QI è la scuola. Le scuole non solo trasmettono informazioni, ma sviluppano anche abilità intellettuali e atteggiamenti che influenzano i punteggi del QI. L’evidenza di un effetto della scolarizzazione sui punteggi del QI assume diverse forme, come riassunto nel rapporto (31). Include dati che mostrano che i bambini della stessa età che sono stati a scuola più a lungo hanno punteggi di QI più alti e che i punteggi di QI tendono a diminuire durante le vacanze estive, soprattutto tra i bambini di classe inferiore le cui attività estive non assomigliano al programma scolastico.

Distinguere tra fattori familiari e fattori comunitari ci ha permesso di stimare i loro contributi separati al QI dei bambini nel tempo. Tuttavia, riconosciamo che da una prospettiva intergenerazionale, questi indicatori non sono completamente separabili. Per esempio, anche se il QI materno potrebbe essere visto come una misura dell’ereditabilità del QI, le differenze nel QI materno riflettono in parte l’eredità cumulativa di crescere in comunità socioeconomicamente disparate, come suggerito dai risultati di questo studio.

Il nostro campione di bambini urbani riflette la composizione razziale del centro città, che è prevalentemente nero, in netto contrasto con il campione suburbano prevalentemente bianco. Di conseguenza, non abbiamo potuto distinguere gli effetti della razza dagli effetti della crescita nel centro città sul declino del QI. Tuttavia, sia che ci si concentri sulla razza dei bambini o sulla loro residenza in città, i risultati suggeriscono che gli svantaggi in cui sono cresciuti i bambini urbani hanno contribuito al loro fallimento nel progredire ad un ritmo normativo. I nostri risultati non escludono un ruolo potenziale per aspetti non misurati dell’ambiente familiare, come le pratiche di allevamento dei bambini, nel declino del QI dei bambini urbani. Tuttavia, sottolineano la necessità di esaminare l’influenza di fattori extrafamiliari, comprese le risorse economiche della comunità e l’organizzazione e la qualità delle scuole, riguardo alle quali ci sono forti disuguaglianze tra i centri urbani e i sobborghi della classe media.

Prove più dirette di un ruolo causale dei fattori extrafamiliari nel cambiamento osservato del QI potrebbero venire da informazioni sulla durata della residenza nel centro città. Una scoperta che i bambini che hanno trascorso più tempo della loro vita nel centro della città hanno mostrato un maggiore declino del QI rafforzerebbe l’argomento a sostegno dell’ipotesi della comunità svantaggiata. Inoltre, i dati sulle caratteristiche della scuola o della classe dei bambini (ad esempio, il tempo speso in un curriculum accademico) e le risorse economiche della comunità permetterebbero di indagare sui potenziali meccanismi. Le future valutazioni dei bambini in questo studio includeranno la misurazione di queste variabili. Mentre i risultati della nostra analisi, che ha controllato per il QI materno (il più forte predittore dei punteggi di QI dei bambini), suggeriscono un ruolo per crescere in una comunità razzialmente segregata e svantaggiata, le informazioni sulla durata della residenza e le caratteristiche della scuola potrebbero consentire una più chiara interpretazione dei risultati.

Questo studio è stato sostenuto dalla sovvenzione MH-44586 dal National Institute of Mental Health, Bethesda, Maryland (Dr. Naomi Breslau). Meredith Phillips per gli utili commenti su una versione precedente di questo articolo.