Free Press

Abstract

Författarna uppskattade inflytandet av familjefaktorer och samhällets nackdelar på förändringar i barns intelligenskvoter (IQ) från 6 års ålder till 11 års ålder. Data hämtades från en longitudinell studie av de neuropsykiatriska följderna av låg födelsevikt i två socioekonomiskt disparata, geografiskt definierade samhällen i storstadsområdet Detroit, Michigan. Representativa urval av barn med låg födelsevikt och barn med normal födelsevikt från staden Detroit (stad) och närliggande medelklassförorter (förort) bedömdes vid 6 års ålder (1990-1992) och vid 11 års ålder (1995-1997) (n = 717). Barnens IQ mättes med hjälp av Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised. De familjefaktorer som beaktades omfattade moderns IQ, utbildning och civilstånd. Multipel regressionsanalys med tillämpning av generalized estimating equations användes. Stadsbarnens IQ, oavsett födelsevikt, minskade från 6 års ålder till 11 års ålder. Den nedåtgående förskjutningen ökade med 50 % andelen stadsbarn som fick 1 standardavvikelse under det standardiserade IQ-medelvärdet på 100 med 1 standardavvikelse. En försumbar förändring observerades hos förortsbarn. Moderns IQ, utbildning och civilstånd samt låg födelsevikt förutsade IQ vid 6 års ålder men hade inget samband med IQ-förändringen. Att växa upp i ett rasistiskt segregerat och missgynnat samhälle, mer än individuella och familjära faktorer, kan bidra till en nedgång i IQ-poäng under de tidiga skolåren.

Trots kontroverser om innebörden och karaktären av allmän intelligens är det få som skulle bestrida påståendet att poäng på standardiserade intelligenstester (IQ-test) är starka prediktorer av viktiga resultat för medlemmar av både majoritets- och minoritetsgrupper. IQ-poäng är inte oföränderliga; upprepade IQ-tester under barndomen avslöjar avsevärda förändringar inom individer (1). Orsakerna till IQ-förändringar (utöver opålitlighet) är dock fortfarande oklara. Ett omvänt förhållande mellan IQ och ålder har rapporterats i grupper av barn som lever under olika förhållanden av fattigdom (2-5). Dessa bevis, som tyder på att IQ sjunker med stigande ålder bland socialt missgynnade barn, bygger på tvärsnittsstudier av atypiska grupper som genomfördes för flera decennier sedan. Dessutom skiljdes inte familje- och samhällsbidrag till IQ-förändring åt i dessa studier.

Vi undersökte bidragen från familjefaktorer och missgynnade samhällen till IQ-förändring från början av skolgången till fem år senare. Uppgifterna kom från en longitudinell studie som utformats för att utvärdera neuropsykiatriska följder av låg födelsevikt (≤2 500 g) i två socioekonomiskt disparata samhällen, innerstaden och medelklassförorterna i ett större amerikanskt storstadsområde (6, 7). Låg födelsevikt har i den studien och i andra studier förknippats med IQ-underskott, oberoende av sociala nackdelar (6, 8-17). Även om tidigare studier inte har undersökt den roll som låg födelsevikt spelar för IQ-förändring med stigande ålder, gjorde uppgifterna i den här studien det möjligt för oss att uppskatta och kontrollera de potentiella effekterna av låg födelsevikt på IQ-förändring i den allmänna befolkningen. Familjefaktorer indexerades genom moderns IQ, moderns utbildning och status som ensamstående förälder, alla faktorer som är relaterade till barns IQ (3). Missgynnat samhälle indexerades genom bosättning i innerstaden i motsats till en medelklassförort.

MATERIAL OCH METODER

Stickprov av barn med låg födelsevikt och barn med normal födelsevikt valdes slumpmässigt ut från utskrivningslistorna för nyfödda från två större sjukhus i sydöstra Michigan, ett i staden Detroit och det andra i en närliggande förort. Försökspersonerna skrevs in när de var 6 år gamla. Vi inriktade oss på kohorterna 1983-1985 av nyfödda som uppnådde 6 års ålder under läsåren 1989-1990, 1990-1991 och 1991-1992, den planerade perioden för fältarbetet. Det totala antalet utskrivningar av nyfödda under perioden 1983-1985 var 6 698 på sjukhuset i staden och 16 136 på sjukhuset i förorten. Under den perioden betjänade sjukhuset i Detroit främst invånare i innerstaden. Förortssjukhuset betjänade mestadels invånare i medelklassens förortssamhällen i storstadsområdet Detroit. På varje sjukhus, för varje år från 1983 till 1985, togs slumpmässiga urval av 130 nyfödda med låg födelsevikt och 93 nyfödda med normal födelsevikt. Av de 1 338 provtagna barnen visste man att 196 hade flyttat från storstadsområdet, hade dött eller bodde i fosterhem. Fyrtiosju barn som enligt medicinska journaler hade allvarliga neurologiska funktionsnedsättningar uteslöts, eftersom vårt mål var att utvärdera långsiktiga resultat hos barn som hade överlevt till skolåldern utan allvarliga funktionsnedsättningar. Av de 1 095 barnen i målprovet deltog 823 (75 procent) i studien. 4 procent kunde inte lokaliseras och föräldrarna till 21 procent vägrade. Barnen utvärderades när de var 6 år gamla.

Fem år senare, 1995-1997, när barnen var 11 år gamla, gjorde vi en ny bedömning av urvalet. Av det totala urvalet genomförde 717 (87,1 procent) den andra bedömningen (4 procent hade flyttat från det geografiska området och föräldrarna till 9 procent vägrade). De viktigaste egenskaperna hos det återbedömda urvalet, inklusive ras, mammans utbildning, status för låg födelsevikt och barnens ursprungliga IQ-fördelningar, hade förändrats lite (18). Barn med låg födelsevikt i urvalet från städerna och förorterna var likartade med avseende på neonatala egenskaper, inklusive procentandel födda små för gestationsåldern, antal dagar som tillbringats på neonatalintensivvårdsavdelning, procentandel med 5-minuters Apgar-poäng ≤5 och fördelning över olika nivåer av låg födelsevikt.

Klassificeringen av stad (City of Detroit) kontra förort baserades på familjens adress vid den första bedömningen. En liten minoritet av familjerna (10 procent) som hade bott i staden Detroit vid den första bedömningen hade en förortsadress vid uppföljningen, men tidpunkten för förändringen kunde inte fastställas; dessa familjer klassificerades som urbana i denna analys. En beskrivning av urvalet från städerna och förorterna med avseende på sociodemografiska och neonatala egenskaper presenteras i tabell 1. Jämfört med urvalet från förorterna hade urvalet från staden Detroit betydligt högre andel barn från minoriteter (84,2 procent jämfört med 5,5 procent), barn födda av ensamstående mödrar (58,1 procent jämfört med 9,7 procent) och mödrar med lägre utbildning än gymnasieutbildning (26,7 procent jämfört med 6,7 procent). Med några få undantag var minoritetsbarnen svarta, vilket återspeglar den ras-etniska sammansättningen i Detroitområdet. Skillnaderna mellan undergrupperna med låg födelsevikt och normal födelsevikt inom de två samhällena var små (tabell 1). Uppgifter från den amerikanska folkräkningen 1990 visade på stora skillnader mellan staden Detroit och det övriga storstadsområdet när det gäller andelen icke-vita (78,4 procent jämfört med 8,4 procent), arbetslösa (19,7 procent jämfört med 6,0 procent), kvinnliga familjeöverhuvuden (utan make) (56,0 procent jämfört med 17,2 procent) och familjer som lever under fattigdomsgränsen (40,0 procent jämfört med 8,6 procent) (19). Urvalsplaneringen möjliggjorde således en jämförelse av befolkningar med starkt kontrasterande sociala förhållanden.

IQ-mätning

För att mäta barnens IQ användes Wechsler Intelligence Scale for Children-Revised (WISC-R) (20). WISC-R är åldersstandardiserad och har ett medelvärde på 100 och en standardavvikelse på 15 i den allmänna befolkningen. Ett barn vars IQ-poäng förblir densamma från 6 års ålder till 11 års ålder uppvisar således inte samma resultat vid båda bedömningarna. I stället kommer barnet att uppvisa vinster i allmän kunskap, ordförråd, resonemangsförmåga och andra områden. Det som inte förändras är barnets poäng i jämförelse med sina ålderskamrater.

Barn bedömdes individuellt under samma standardiserade laboratorieförhållanden i båda åldrarna. Psykometrikerna utbildades enligt en enhetlig standard och all poängsättning kontrollerades av en andra testare. Bedömningarna genomfördes blint med avseende på status för låg födelsevikt. Psykometriker som genomförde bedömningen vid 11 års ålder var blinda för de resultat som erhölls vid 6 års ålder. Korrelationen mellan fullskaliga IQ-poäng mellan åldrarna 6 och 11 år var 0,85.

Statistisk analys

Vi använde multipel regressionsanalys, med tillämpning av generalized estimating equations (GEE) (21-23), för att testa och skatta effekterna av stads- kontra förortssamhälle, låg födelsevikt och familjefaktorer på IQ vid 6 och 11 års ålder. GEE-metoden erbjuder fördelar jämfört med andra regressionsmetoder som används för att mäta förändringar över tid (24, 25). GEE-metoden möjliggör samtidig modellering av förhållandet mellan specifika riskfaktorer och barns IQ vid både 6 och 11 års ålder. Dessutom gjorde tillägget av interaktionstermer det möjligt för oss att undersöka om skillnaden i genomsnittlig IQ i samband med en specifik faktor – t.ex. stadssamhälle kontra förortssamhälle – var signifikant större vid 11 års ålder än vid 6 års ålder. Koefficienten för en interaktion mellan en riskfaktor och ålder är likvärdig med den som produceras i en standardregressionsmodell där förändringen i IQ över tiden är responsvariabeln och riskfaktorn anges som prediktorvariabel. GEE-metoden ger dock information om förhållandet mellan riskfaktorer och IQ vid varje ålder, vilket inte finns tillgängligt i en vanlig regressionsanalys av poängförändringar.

Den grundläggande modellen illustreras i ekvationen Y = α + β1 (urban) + β2 (ålder) + β3 (urban × ålder) + β4 (låg födelsevikt) + β5-7 (familjefaktorer), där standardiserade IQ-poäng i åldrarna 6 och 11 år är barnets utfall (Y); urban = 1 om barnets samhälle är urban och 0 om det är en förort, ålder = 1 för IQ vid 11 års ålder och 0 för IQ vid 6 års ålder, och låg födelsevikt = 1 om barnet hade låg födelsevikt och 0 om barnet hade normal födelsevikt. Den femte, sjätte och sjunde betakoefficienten (β5-7) är koefficienterna för tre familjefaktorer, mammans IQ, utbildning och civilstånd. Koefficienten β1 är skillnaden mellan medel-IQ vid 6 års ålder för barn i stad och förort, justerad för låg födelsevikt och familjefaktorer; β2 är skillnaden i medel-IQ vid 11 års ålder jämfört med 6 års ålder för barn i förort; och interaktionstermen, β3, uppskattar i vilken utsträckning förändringen i medel-IQ för barn i stad skiljer sig från förändringen i medel-IQ för barn i förort. Således är β2 + β3 förändringen i genomsnittlig IQ bland stadsbarn från 6 års ålder till 11 års ålder, justerad för låg födelsevikt och familjefaktorer. (I ytterligare modeller utvärderade vi andra två- och trevägsinteraktioner mellan par av riskfaktorer, t.ex. stadssamhälle och låg födelsevikt, och mellan riskfaktorer och ålder). GEE-metoden skattar regressionskoefficienter och deras standardfel, med hänsyn till korrelationen mellan barnens IQ-mått vid 6 och 11 års ålder. Denna metod ger giltiga och robusta variansskattningar, även när det finns en känd positiv korrelation mellan flera utfallsmått inom ämnena. Alternativet utbytbar korrelation användes som arbetskorrelation vid skattning av GEE-modellerna.

RESULTAT

Medelvärden och standardavvikelser för deskriptiva data, inklusive IQ-poäng i fullskala, verbala poäng och IQ-poäng för prestationer efter ålder, låg födelsevikt jämfört med normal födelsevikt och stads- jämfört med förortskommun, visas i tabell 2. Vi fokuserar här på fullskalig IQ. Analyser av verbala och prestationsmässiga IQ-data gav liknande resultat (tillgängliga från författarna). Dessa uppgifter tyder på en nedgång i IQ mellan 6 och 11 års ålder hos barn i städerna, men inte hos barn i förorterna.

Figur 1 visar de empiriska kumulativa fördelningarna av IQ-poäng efter ålder bland barn i städer och förorter, beroende på födelseviktsstatus (normal födelsevikt kontra låg födelsevikt). De kumulativa distributionskurvorna för barn i städerna, både barn med normal födelsevikt och barn med låg födelsevikt, faller till vänster om kurvorna för barn i förorterna, vilket återspeglar IQ-skillnaderna mellan barn i städerna och förorterna i båda åldrarna. I båda födelseviktsgrupperna överlappar IQ-kurvorna för förortsbarn vid 6 och 11 års ålder varandra nära, medan IQ-kurvorna för stadsbarn visar en nedåtgående förskjutning mellan 6 och 11 års ålder.

Tabell 3 visar resultat från två på varandra följande modeller som används för att testa och skatta effekterna av samhällsfaktorer (stad vs. förort), låg födelsevikt och familjefaktorer på IQ vid 6 och 11 års ålder. I modell 1 undersökte vi effekterna av samhället och status för födelsevikt. I modell 2 införde vi en uppsättning familjekovarianter. I båda modellerna inkluderade vi endast den enda interaktion som visade sig vara signifikant, dvs. interaktionen mellan stadssamhälle × ålder, vilket tyder på att förändringen av IQ hos barn i stadssamhället skiljer sig från förändringen hos barn i förortssamhällen. Andra interaktioner – t.ex. låg födelsevikt × stadskommun, låg födelsevikt × ålder och låg födelsevikt × stadskommun × ålder – hade koefficienter av låg storlek (nära noll) som inte var statistiskt signifikanta vid α = 0,15. Resultaten från modell 1 visar att barn från städer vid 6 års ålder fick 14,0 IQ-poäng lägre än barn från förorter, oavsett status för födelsevikt. Från 6 års ålder till 11 års ålder minskade dessutom stadsbarnens IQ, oavsett födelseviktsstatus, med 5,0 poäng (-5,19 + 0,21). En försumbar förändring upptäcktes bland förortsbarn (0,21). Från 6 års ålder till 11 års ålder ökade skillnaden i genomsnittlig IQ mellan barn i städer och barn i förorter från 14,0 poäng till 19,2 poäng. Barn med låg födelsevikt, både i städer och förorter, hade 5,8 IQ-poäng lägre än sina motsvarigheter med normal födelsevikt. Storleken på denna skillnad förändrades inte mycket från 6 års ålder till 11 års ålder i någon av samhällstyperna. Denna tolkning grundar sig på att man inte lyckades upptäcka en interaktion mellan stadssamhälle × låg födelsevikt eller två- och trevägsinteraktioner där låg födelsevikt och ålder ingår.