文摘

背景聽敏度的下降,尤其是在高頻率範圍,通常出現在中年。本研究的目的是描述遺傳和環境影響,可能是這種模式的基礎。

方法一百七十九年150年同卵和異卵雙胞胎,年齡在52 60年,選擇從越南時代雙胞胎注冊表和單獨聽敏度的測試頻率範圍從500到8000赫茲。生物統計學建模被用來量化遺傳和環境的影響。

結果為了個人更好的耳朵,大約三分之二(65% - -70%,95%可信區間(CI), 46% - -75%)的方差在中間聽敏度和高頻率範圍可以由遺傳因素占了。對個人的貧窮的耳朵,這將會顯示較低的遺傳,大約一半(-67%)41% -54%,95% CI, 11%的方差在中間和高頻率範圍可以歸因於遺傳影響。在給定的頻率範圍內,相同的遺傳因素影響更好的和貧窮的耳朵。相比之下,雖然有一些重疊的基因影響中產和高頻率在給定的耳朵,還有一些基因特定於每個頻率的影響。

結論結果表明,遺傳效應中扮演重要角色的聽力損失程度常常出現在中年。這些數據對於識別具有重要意義的人可能特別容易受到環境風險因素,如噪聲暴露和耳毒性的藥物屬性。

與成人衰老相關的變化之一是聽敏度下降(老年性耳聾),特別是對聲音頻率越高(1,2)。一般在這個時代的趨勢,然而,聽力損失可能非常的存在和程度變量從一個人到另一個(1)。除了環境因素如疾病,暴露在噪音和耳毒性的藥物都被認為遺傳因素可能影響生物下降的聽覺係統和/或易受影響環境的侮辱(3,4)。遺傳問題的直接方法是檢查相似性聽敏度成人同卵(MZ)和異卵雙胞胎(DZ)。的差異相似性MZ和DZ雙胞胎的敏銳度使基因以及環境影響的評估。兩個過去的研究與成年雙胞胎,一個對雙胞胎享年70歲,在90年代使用主觀聽敏度的報告(5),和一個雙胞胎進行使用聽力測定36 - 80歲(6),展示了一個統計上顯著的遺傳組件在中年以上的成年聽敏度。使用客觀聽力測定控製的個體傾向於低估聽力損失(7)。

在目前的研究中,這是衰老的越戰時期的雙胞胎研究的一部分(VETSA),我們使用二元雙模型在語音頻率範圍檢查聽敏度年末中年男性雙胞胎。我們的利益之一就是檢查基因影響靈敏度中產和高頻率的範圍。頻率越高感知的言論尤其重要,作為更敏感與年齡有關的聽力下降(1)。第二個興趣是研究更好的耳朵的靈敏度和較貧窮的耳朵。這種興趣是出於遺傳影響的觀點,影響雙耳同樣,與任何貧窮的耳朵的靈敏度差異可能反映了環境貢獻添加到遺傳效應。因此,雙胞胎相似的敏度更好的耳朵的遺傳可能性的估計應高於貧窮的耳朵(4)。

ethod

研究樣本由179 MZ雙胞胎和150 DZ從越戰時期的孿生雙胞胎注冊表,雄性間的樣本在1939年和1957年之間出生的雙胞胎都曾在美國軍隊在越南時代(1965 - 1975)(8、9)。接合性是由問卷和血型方法(10)(這種方法已被證明是95%準確的衡量對DNA分析)(11、12)。

所有與會者都50多歲的時候招聘。測試時,MZ雙胞胎年齡從52到60(值= 55.1年,標準偏差(SD)= 2.3)和DZ雙胞胎年齡從52 - 59(意味著= 55.3年,SD= 2.2)。參與者選擇前往波士頓大學或加州大學聖地亞哥,為期一天的一係列生理和認知評估VETSA項目的一部分。

除了基本的武器訓練,28.1%的658名參與者報告某種形式的戰鬥,與比例約等於MZ和DZ組。MZ和DZ的雙胞胎組(使用也沒有顯著差異p<。05criterion) on age at enlistment, years of formal education, age at time of testing, or on self-reported health variables that included smoking history, hypertension, incidence of diabetes, or history of stroke or other major illness.

聽力測定的評估

所有參與者進行純音聽敏度使用Maico M41聽力計(Maico診斷、伊甸草原、錳)頻率的500,1000,2000,4000,8000 Hz使用標準聽力測定的過程(13,14)。聲級最低可檢測在一個特定的頻率由一個聽力正常的人引用在0分貝聽力水平(HL),與敏度數據繪製的聽力圖顯示響度級dB HL所需純質的音調是聽到的每個測試頻率。正常聽力通常被定義為能夠聽到的語氣,或小於,響度15分貝霍奇金淋巴瘤(14)。

統計分析

描述性統計計算使用統計軟件包SPSS (SPSS, Inc .,芝加哥,IL),作為被測試的潛在群體平均水平的差異。生物統計學雙建模是利用maximum-likelihood-based進行結構方程建模軟件Mx (15)純音平均值(和平)的中間頻率(500、1000、2000 Hz)和更高頻率(4000年,8000赫茲)。為了估計遺傳和環境影響的措施聽覺功能,二元柯列斯基分解模型適合這兩個雙胞胎的聽力測定的數據組(16)。雙胞胎中的設計,總方差的特點是由潛在的因素占代表加性遺傳效應(一個),共享環境影響(C)和非共享環境影響(E)(16)。柯列斯基模型估計加性遺傳、環境、共享和非共享環境不同特征之間的協方差。這些協方差參數之間的相關性可以用來計算遺傳因素(遺傳相關性)之間共享環境因素(共享環境相關性),以及非共享環境因素(非共享環境的相關性)。

四雙變量分析進行中間檢查頻率正在變得更好和貧窮的耳朵,高頻正在好轉和貧困的耳朵,中間的關係和高頻性能更好的耳朵,和中間的關係和高頻性能較貧窮的耳朵。這些嵌套模型的擬合優度評價使用卡方檢驗。−2的差異對數似(−2)前兩個模型作為卡方分布,與自由度等於的差異兩個模型的自由度。無意義的結果(p> . 05)表明減少無意義的兩個模型之間的配合。Akaike信息準則(AIC) (17)是利用作為額外的統計。計算AIC的區別−2 ll -兩次自由度兩種模型之間的差異(AIC =Δ(−2會)- 2(Δdf))。更多的負麵AIC值代表一個優越的擬合優度和吝嗇之間的平衡。

R試驗結果

圖1顯示了意味著更好的聽力資料和貧窮的耳朵MZ和DZ組織策劃的標準波形圖的形式y軸顯示所需的振幅(dB HL)檢測在每個頻率測試音調。右耳是更好的耳朵MZ雙胞胎的64.3%和67.0%的DZ雙胞胎。

符合這個年齡的男人在聽敏度的大規模研究範圍(1),圖1顯示了一個下降趨勢聽敏度對雙胞胎集團作為一個從中間頻率範圍(500、1000、2000 Hz)更高的頻率範圍(4000年,8000赫茲)。也看到一個小但顯著不對稱敏度之間的兩隻耳朵在成人老化並不少見。MZ集團的敏度數據提交給一個2(耳朵:好,窮)×5(頻率:500、1000、2000、4000、8000 Hz)方差分析(方差分析),Greenhouse-Geisser校正應用於控製球形(ε= .637)。耳朵的MZ組表現出了重大的主要影響,F (1714) = 66.56,p<措施,and of frequency, F(2.55,1818.61) = 647.90,p<措施,verifying the acuity difference between the two ears and the differential decline in hearing acuity at the higher frequencies. The greater ear difference at the higher than at the middle frequencies was confirmed by a significant Ears × Frequency interaction, F(2.55,1818.61) = 11.41,p<措施。

DZ雙數據的方差分析進行了正確的小組圖1(Greenhouse-Geisser修正,ε= .656)顯示相同的模式,主要有重大影響的耳朵,F (1598) = 46.59,p<措施,frequency, F(2.62,1568.13) = 719.15,p<措施,and a significant Ears × Frequency interaction, F(2.62,1568.13) = 8.65,p<措施。如同預料的模式相似的兩個雙胞胎組明顯圖1頻率,沒有耳朵××接合性交互方差分析的三家,其中包括兩雙組(F< 1)

聽力損失水平敘述地沿著連續分類用於臨床引用的是輕微的,溫和的,溫和的,嚴重的,或深刻的損失。中間的和平頻率範圍(500、1000、2000 Hz)對兩組的特點更好的耳朵是正常範圍內的視敏度下降,貧窮的耳朵顯示的聽力損失分為在輕微的聽力損失範圍內(14)。更高頻率的和平(4000、8000 Hz),已知範圍更容易老化的影響,兩個雙胞胎組的顯示更好的耳朵聽力損失分為輕度虧損,而貧窮的耳朵的靈敏度下降在輕度至中度範圍內(14)。

表1介紹了手段和SD中間值和高頻率範圍正在變得更好和貧窮耳朵分別MZ和DZ的雙胞胎組。方差在接合性(聽敏度沒有明顯不同p> . 05);然而,DZ雙胞胎傾向於聽力比MZ差頻率範圍和雙耳。盡管這些差異很小(效應大小≈.30),他們統計不同於零。因此,意味著估計分別在雙和跨生物統計學model-fitting接合性分析。約束是平等跨越雙胞胎和接合性並沒有改變參數估計更大的than.02;因此,我們分析了遺傳和環境影響沒有偏見的集團平均水平的差異。

表1也顯示了聽敏度的雙組內相關性MZ和DZ的雙胞胎。可以看出,更好的耳朵的聽力閾值之間的相關性對頻率範圍大約兩倍的MZ雙胞胎的DZ雙胞胎。這個貧窮的耳朵也存在同樣的趨勢,盡管更好和貧窮之間的微分的耳朵是小的。這個更大的相似性MZ和DZ雙胞胎的觀察表明,遺傳因素影響聽敏度這個年齡段。

表2介紹了二元model-fitting結果分析。模型估計cross-ear相關性的中頻和高頻性能,可以固定統一的遺傳相關性不顯著減少模型。共享環境相關性兩種模型也可以適應在團結。非共享環境相關性的模型無法消除不適應顯著減少。隨後,中間的最佳擬合模型和高頻性能是通過修複遺傳相關和共享環境相關的統一。在分析研究中、高頻靈敏度之間的關係在一個給定的耳朵,遺傳相關性可能不再是固定在統一沒有顯著減少模型。沒有這些參數可以固定為零,導致的結論是,雖然性能之間存在顯著的基因重疊在中產和高頻段,有些基因影響的特定於每個兩個頻率範圍。相比之下,共享環境相關性可以被設置為團結,在上麵的分析。最後,非共享環境因素不可能沒有顯著減少適合設置為0。

圖2顯示了這些結果的相關因素模型。二元柯列斯基模型的輸出很容易轉化為相關因素通過簡單的代數變換(格式18)。估計的相對貢獻遺傳和環境因素對每個特征的變化,所示的參數估計圖2需要的平方。為了描述,圖2還介紹了表型的相關性在變量,計算生物統計學模型的參數估計。四個二元模型所示麵板模擬。在中間頻率(A),加性遺傳效應(即,占45%。67 *正;95%可信區間,25% - -63%)和65%(即。結果81 *;總數的95%可信區間,46% -73%)表型方差的貧窮和更好的耳朵,分別。有類似的基因對表型方差貢獻高頻率(B),影響占53% (95% CI, 26% - -67%)和66%(95%可信區間,45% -74%)的方差,分別。在這兩種模型,遺傳相關性變量等於1.0。在麵板C和D,加性遺傳效應占70% (95% CI, 50% - -76%)和68%(95%可信區間,49% -75%)表型方差的更好的耳朵在中、高頻段,分別。相比之下,貧窮的耳朵遺傳效應占41% (95% CI, 11% - -66%)和54%(95%可信區間,23% -65%)方差的中產和高頻率,分別。在這些模型的遺傳相關性。為更好的耳朵和51。57歲的貧窮的耳朵。 All genetic influences were statistically significant, as the lower bounds of the 95% CI values did not include zero. In contrast, estimates of shared environmental influences were weak, accounting for between 0% and 18% of the variance in any given trait, and all of the 95% CI values included zero, indicating that these influences were not statistically significant.

Discussion

與先前的研究一致(5,6),我們的研究結果表明,大量的聽敏度的個人間的變化出現在中年可以歸因於遺傳因素。此外,我們的結果表明,盡管大約一半的中產和高頻率的方差占遺傳影響一個人的貧窮的耳朵,好耳朵大約三分之二的方差可以歸因於遺傳影響。這一發現與前麵提到的一致建議,在不對稱的敏度的情況下,更好的耳朵代表更好的近似的遺傳環境的影響之前的侮辱。這將在某種程度上,貧窮的耳朵的靈敏度將會是一個複合的環境影響覆蓋在遺傳基線,將雙耳相等(4)。

模式潛在影響因素之間的相關性越好和較貧窮的耳朵表明共享相同的遺傳因素和環境因素是影響雙耳。非共享環境之間的相關性越好和較貧窮的耳朵在兩個頻率範圍表明,盡管有雙胞胎不共享的環境的某些方麵,影響這兩個耳朵,還有方麵的非共享環境,隻影響一隻耳朵,占這些耳朵不對稱。應該注意對聽力損失的發病率男性樣本,尤其是在高頻率範圍,是男性高於女性(19),可能會有一種相對較高(即遺傳貢獻。聽敏度更高的遺傳),女性比男性(4)。這可能是一個函數的男性比女性更可能經曆環境事件,影響聽力(例如,響亮的機械在工作)。

有趣的是,我們觀察到的一個重要的,但nonunity,基因中、高頻性能之間的相關性。也就是說,盡管中間頻率的基因影響聽敏度也影響高頻聽敏度,有遺傳影響特定於每個頻率範圍。因此它可能的微分損失在高頻範圍內相對於較低的頻率範圍是老年性耳聾的特點是由於遺傳因素針對中間或高頻率。這個發現也反映了一個遺傳因素影響兩個頻率範圍不同的結果大一般脆弱的頭發細胞損失高頻敏感地區的基膜。

重要的是要強調我們聽敏度的測量是一個快照時間在一群男人中間的年。因此,我們的研究結果隻屬於遺傳影響的個體差異在當前水平為我們的參與者聽敏度。未來的縱向測試這些相同的個體作為VETSA項目的一部分,將使我們能夠捕捉潛在的損失和遺傳差異率預測的損失率為這個示例。閾值變化的一個重要問題是利率縱向可能與閾值水平觀察到一個更早的時間(20.)。

聽力損失是第三個最常見慢性關節炎和高血壓後殘疾老年人中(2),甚至輕微的損失會影響認知功能由於服務員知覺努力吸引資源通常用於更高層次的理解和記憶操作(研討會)。即基因可能影響認知間接通過對感官功能的影響。可以證明遺傳因素起著重要的作用在確定脆弱性與年齡有關的聽力損失可能臨床應用谘詢聽力損失患者家庭成員之間在環境風險方麵要特別注意聽並鼓勵尋找基因或基因複合物構成這個特征的表達。

決定編輯:路易吉費魯奇醫學博士

圖1所示。

更好的和貧窮的耳朵的聽力資料的同卵雙胞胎(MZ)(左)和異卵雙胞胎(右)(DZ)。縱坐標顯示平均振幅(dB HL)檢測所需測試音調在每個頻率。誤差線代表一個標準誤差;沒有顯示,他們太小,情節

圖2。

二元相關因素模型中間頻率性能更好的耳朵(各地一個),高頻性能更好的和貧窮的耳朵(B耳朵),更好的性能在中產和高頻率(C),和貧窮的耳朵中部的性能和高頻率(D)。RG=遺傳相關;RC=共享環境的相關性;RE=非共享環境的相關性。值相鄰線路路徑係數;括號中的值是95%置信區間的路徑係數;括號中的值是標準方差的組件。h2=由於遺傳方差比例的影響;c2=方差比例由於共享環境;e2=方差比例由於非共享環境

表1。

意味著,標準差和雙組內相關性,通過接合性分層。

更好的耳朵
貧窮的耳朵
純音平均值 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎
中間頻率
的意思是 8.17 11.76 13.58 17.33
(SD) (9.96) (11.04) (11.74) (12.88)
兩組內相關 .677* .330* .557* .412*
高頻率
的意思是 29.46 36.71 41.20 48.33
(SD) (21.05) (22.11) (22.35) (23.00)
兩組內相關 .674* .298* .566* .319*
更好的耳朵
貧窮的耳朵
純音平均值 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎
中間頻率
的意思是 8.17 11.76 13.58 17.33
(SD) (9.96) (11.04) (11.74) (12.88)
兩組內相關 .677* .330* .557* .412*
高頻率
的意思是 29.46 36.71 41.20 48.33
(SD) (21.05) (22.11) (22.35) (23.00)
兩組內相關 .674* .298* .566* .319*

筆記:是指平均聽力水平,分貝,聚合在頻率。中間頻率= 500、1000和2000赫茲;高頻率= 4000和8000赫茲。

*所有雙胞胎相關性顯著不同於零p<措施。Ns = 358 MZ雙胞胎(179對)和300 DZ(150對)。

MZ =同卵;DZ =異卵;SD=標準差。

表1。

意味著,標準差和雙組內相關性,通過接合性分層。

更好的耳朵
貧窮的耳朵
純音平均值 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎
中間頻率
的意思是 8.17 11.76 13.58 17.33
(SD) (9.96) (11.04) (11.74) (12.88)
兩組內相關 .677* .330* .557* .412*
高頻率
的意思是 29.46 36.71 41.20 48.33
(SD) (21.05) (22.11) (22.35) (23.00)
兩組內相關 .674* .298* .566* .319*
更好的耳朵
貧窮的耳朵
純音平均值 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎 MZ雙胞胎 DZ雙胞胎
中間頻率
的意思是 8.17 11.76 13.58 17.33
(SD) (9.96) (11.04) (11.74) (12.88)
兩組內相關 .677* .330* .557* .412*
高頻率
的意思是 29.46 36.71 41.20 48.33
(SD) (21.05) (22.11) (22.35) (23.00)
兩組內相關 .674* .298* .566* .319*

筆記:是指平均聽力水平,分貝,聚合在頻率。中間頻率= 500、1000和2000赫茲;高頻率= 4000和8000赫茲。

*所有雙胞胎相關性顯著不同於零p<措施。Ns = 358 MZ雙胞胎(179對)和300 DZ(150對)。

MZ =同卵;DZ =異卵;SD=標準差。

表2。

二元模型擬合結果。

−2會 df Δ−2會 Δdf p價值 另類投資會議
中間頻率性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 9036.094 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RG= 0 9065.203 1300年 29.109 1 <措施 27.109
RC= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 9041.710 1300年 5.617 1 .018 3.617
RE= 0 9259.534 1300年 223.441 1 <措施 221.441
RGR = 1,C= 1 9036.094 1301年 0.00 2 * −4.000
高頻性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 10784.213 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10784.430 1300年 0.217 1 .641 −1.783
RG= 0 10810.041 1300年 25.828 1 <措施 23.828
RC= 1 10784.213 1300年 0.00 1 * −2.00
RC= 0 10784.415 1300年 0.201 1 .654 −1.799
RE= 0 11033.796 1300年 249.582 1 <措施 247.582
RGR = 1,C= 1 10784.430 1301年 0.217 2 .897 −3.783
RGR = 1,C= 0 10786.543 1301年 2.330 2 .312 −1.670
更好的耳朵性能(中產和高頻率)
完整的模型 10456.222 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10484.117 1300年 27.895 1 <措施 25.895
RG= 0 10472.028 1300年 15.806 1 <措施 13.806
RC= 1 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RE= 0 10490.696 1300年 34.474 1 <措施 32.474
貧窮的耳朵性能(中、高頻)
完整的模型 10739.356 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 19745.124 1300年 5.769 1 .016 3.769
RG= 0 10739.359 1300年 4.728 1 .030 2.728
RC= 1 10739.359 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10739.950 1300年 0.594 1 .441 −1.406
RE= 0 10790.853 1300年 51.497 1 <措施 49.497
−2會 df Δ−2會 Δdf p價值 另類投資會議
中間頻率性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 9036.094 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RG= 0 9065.203 1300年 29.109 1 <措施 27.109
RC= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 9041.710 1300年 5.617 1 .018 3.617
RE= 0 9259.534 1300年 223.441 1 <措施 221.441
RGR = 1,C= 1 9036.094 1301年 0.00 2 * −4.000
高頻性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 10784.213 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10784.430 1300年 0.217 1 .641 −1.783
RG= 0 10810.041 1300年 25.828 1 <措施 23.828
RC= 1 10784.213 1300年 0.00 1 * −2.00
RC= 0 10784.415 1300年 0.201 1 .654 −1.799
RE= 0 11033.796 1300年 249.582 1 <措施 247.582
RGR = 1,C= 1 10784.430 1301年 0.217 2 .897 −3.783
RGR = 1,C= 0 10786.543 1301年 2.330 2 .312 −1.670
更好的耳朵性能(中產和高頻率)
完整的模型 10456.222 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10484.117 1300年 27.895 1 <措施 25.895
RG= 0 10472.028 1300年 15.806 1 <措施 13.806
RC= 1 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RE= 0 10490.696 1300年 34.474 1 <措施 32.474
貧窮的耳朵性能(中、高頻)
完整的模型 10739.356 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 19745.124 1300年 5.769 1 .016 3.769
RG= 0 10739.359 1300年 4.728 1 .030 2.728
RC= 1 10739.359 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10739.950 1300年 0.594 1 .441 −1.406
RE= 0 10790.853 1300年 51.497 1 <措施 49.497

筆記:完整的模型表明,所有變量之間的協方差參數估計。所有後續模型測試的完整模型。

*表示p價值是不可估量的,由於沒有改變−2的模型。

RG=遺傳相關;RC=共享環境的相關性;RE=環境相關性;−2噢=−2日誌可能性;AIC = Akaike的信息標準。

表2。

二元模型擬合結果。

−2會 df Δ−2會 Δdf p價值 另類投資會議
中間頻率性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 9036.094 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RG= 0 9065.203 1300年 29.109 1 <措施 27.109
RC= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 9041.710 1300年 5.617 1 .018 3.617
RE= 0 9259.534 1300年 223.441 1 <措施 221.441
RGR = 1,C= 1 9036.094 1301年 0.00 2 * −4.000
高頻性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 10784.213 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10784.430 1300年 0.217 1 .641 −1.783
RG= 0 10810.041 1300年 25.828 1 <措施 23.828
RC= 1 10784.213 1300年 0.00 1 * −2.00
RC= 0 10784.415 1300年 0.201 1 .654 −1.799
RE= 0 11033.796 1300年 249.582 1 <措施 247.582
RGR = 1,C= 1 10784.430 1301年 0.217 2 .897 −3.783
RGR = 1,C= 0 10786.543 1301年 2.330 2 .312 −1.670
更好的耳朵性能(中產和高頻率)
完整的模型 10456.222 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10484.117 1300年 27.895 1 <措施 25.895
RG= 0 10472.028 1300年 15.806 1 <措施 13.806
RC= 1 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RE= 0 10490.696 1300年 34.474 1 <措施 32.474
貧窮的耳朵性能(中、高頻)
完整的模型 10739.356 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 19745.124 1300年 5.769 1 .016 3.769
RG= 0 10739.359 1300年 4.728 1 .030 2.728
RC= 1 10739.359 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10739.950 1300年 0.594 1 .441 −1.406
RE= 0 10790.853 1300年 51.497 1 <措施 49.497
−2會 df Δ−2會 Δdf p價值 另類投資會議
中間頻率性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 9036.094 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RG= 0 9065.203 1300年 29.109 1 <措施 27.109
RC= 1 9036.094 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 9041.710 1300年 5.617 1 .018 3.617
RE= 0 9259.534 1300年 223.441 1 <措施 221.441
RGR = 1,C= 1 9036.094 1301年 0.00 2 * −4.000
高頻性能(更好的耳朵和貧窮的耳朵)
完整的模型 10784.213 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10784.430 1300年 0.217 1 .641 −1.783
RG= 0 10810.041 1300年 25.828 1 <措施 23.828
RC= 1 10784.213 1300年 0.00 1 * −2.00
RC= 0 10784.415 1300年 0.201 1 .654 −1.799
RE= 0 11033.796 1300年 249.582 1 <措施 247.582
RGR = 1,C= 1 10784.430 1301年 0.217 2 .897 −3.783
RGR = 1,C= 0 10786.543 1301年 2.330 2 .312 −1.670
更好的耳朵性能(中產和高頻率)
完整的模型 10456.222 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 10484.117 1300年 27.895 1 <措施 25.895
RG= 0 10472.028 1300年 15.806 1 <措施 13.806
RC= 1 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10456.222 1300年 0.00 1 * −2.000
RE= 0 10490.696 1300年 34.474 1 <措施 32.474
貧窮的耳朵性能(中、高頻)
完整的模型 10739.356 1299年 - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -
RG= 1 19745.124 1300年 5.769 1 .016 3.769
RG= 0 10739.359 1300年 4.728 1 .030 2.728
RC= 1 10739.359 1300年 0.00 1 * −2.000
RC= 0 10739.950 1300年 0.594 1 .441 −1.406
RE= 0 10790.853 1300年 51.497 1 <措施 49.497

筆記:完整的模型表明,所有變量之間的協方差參數估計。所有後續模型測試的完整模型。

*表示p價值是不可估量的,由於沒有改變−2的模型。

RG=遺傳相關;RC=共享環境的相關性;RE=環境相關性;−2噢=−2日誌可能性;AIC = Akaike的信息標準。

VETSA項目,這是一個部分,是由國立衛生研究院/國家衰老研究院(NIH / NIA)撥款R01 AG018286 R01 AG022381, R01 AG022982。我們也承認NIA的支持(R01 AG19714)溫菲爾德博士。美國退伍軍人事務部的開發和維護提供了支持越戰的雙胞胎注冊表。

我們感激地承認的成員的合作和參與越戰時期的雙胞胎注冊表和他們的家庭。沒有他們的貢獻,本研究將不可能。

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