Abstrakt
Um den Einfluss von Videospielgewalt (VGV) auf aggressives Verhalten zu klären und zu quantifizieren, führten wir eine Metaanalyse aller bisherigen prospektiven Studien durch, die den Zusammenhang zwischen VGV-Exposition und anschließender offenkundiger körperlicher Aggression untersuchten. Die Suchstrategie identifizierte 24-Studien mit über 17,000-Teilnehmern und Zeitverzögerungen von 3-Monaten bis 4-Jahren. Die Stichproben umfassten verschiedene Nationalitäten und Ethnien mit Durchschnittsalter von 9 bis 19 Jahren. Für jede Studie erhielten wir den standardisierten Regressionskoeffizienten für die prospektive Wirkung von VGV auf die nachfolgende Aggression, um die Basislinienaggression zu kontrollieren. VGV wurde mit Aggression unter Verwendung von sowohl festen [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] und zufälligen Effektmodellen [β = 0.106 (0.078, 0.134)] in Beziehung gesetzt. Wenn alle verfügbaren Kovariaten eingeschlossen waren, blieb die Größe des Effekts für beide Modelle signifikant [β = 0.080 (0.065, 0.094) bzw. β = 0.078 (0.053, 0.102)]. Hinweise auf Publikationsbias wurden nicht gefunden. Ethnizität war ein statistisch signifikanter Moderator für die Modelle mit festen Effekten (P ≤ 0.011), nicht jedoch für Modelle mit zufälligen Effekten. Stratifizierte Analysen zeigten, dass der Effekt bei Weißen, zwischen Asiaten und bei Hispanics nicht signifikant war. Die Diskussion konzentriert sich auf die Implikationen solcher Ergebnisse für aktuelle Debatten über die Auswirkungen von Gewalt-Videospielen auf körperliche Aggression.
Eine Kontroverse hat sich über das Verhältnis von gewalttätigem Videospiel und Aggression (1-4). Während die Mehrheit derjenigen, die zu diesem Thema forschen, argumentieren, dass das Spielen solcher Spiele aggressives Verhalten erhöht, hat eine stimmige Minderheit argumentiert, dass das Verhältnis von Spiel und aggressivem Verhalten der realen Welt bestenfalls übertrieben und schlimmstenfalls falsch ist. Die Kontroverse hatte wichtige Auswirkungen auf die reale Welt. In 2011 hat der Oberste Gerichtshof der USA ein kalifornisches Gesetz niedergelegt, das den Kauf und die Vermietung extrem gewalttätiger Videospiele von Kindern einschränken soll (5). Die Mehrheitsmeinung äußerte Skepsis gegenüber der Bedeutung von Effekten gewalttätiger Videospiele und verglich sie mit einem "harmlosen Zeitvertreib" (5).
Gewalttätiges Videospiel und Aggression
Der Fall, dass gewalttätige Videospiele aggressives Verhalten verstärken, wurde von Anderson et al. (6; siehe auch Refs. 7 und 8). Insbesondere haben diese Autoren eine umfassende Metaanalyse der Literatur zu den Auswirkungen von gewalttätigem Videospiel auf sechs Kategorien aggressiver Reaktion durchgeführt: Kognition, Affekt, Erregung, Empathie / Sensibilisierung für Gewalt, offenkundiges aggressives Verhalten und offenkundiges prosoziales Verhalten. Ihre Metaanalyse untersuchte Effekte von über 130-Forschungsberichten basierend auf 130,000-Teilnehmern. Auf der Grundlage dieser Analysen kamen die Autoren zu dem Schluss, dass gewalttätiges Videospiel positiv mit aggressivem Verhalten, aggressiver Wahrnehmung und aggressivem Affekt sowie negativ mit Empathie für Opfer von Gewalt und mit prosozialem Verhalten assoziiert ist. Darüber hinaus folgerten die Autoren, dass diese Effekte in experimentellen, Querschnitts- und Längsschnittstudien statistisch zuverlässig sind und über Kulturen, Geschlecht und Spieltypen hinweg beobachtet werden (z. B. erste vs. dritte Perspektive, menschliche vs. nicht-menschliche Ziele und so) weiter), und diese methodisch überlegenen Studien tendierten dazu, größere Effekte zu erzielen. Eine neuere Metaanalyse von Greitemeyer und Mügge (9) kam zu ähnlichen Schlussfolgerungen.
Obwohl sie von einigen als eine schlüssige Verbindung zwischen gewalttätigem Videospiel und Aggression (7), die Anderson et al. (6) Metaanalyse hat nicht die Skepsis unter einer stimmlichen Minderheit von Forschern (10). In einer breiten Palette von Artikeln, Ferguson (2, 11-16) hat vier Kritikpunkte kritisiert, die belegen sollen, dass Videospielgewalt (VGV) die reale Aggression erhöht:i) viele Studien, die eine solche Verbindung unterstützen, verwenden Maßnahmen der "nicht ernsten Aggression" (z. B. Zugänglichkeit von Aggressions-bezogenen Wörtern, Aggressions-bezogenen Gefühlen), die Schätzungen der Effektgröße aufblähen; (ii) viele Studien enthalten keine wichtigen Kovariaten als statistische Kontrollen und daher können alle beobachteten Effekte falsche Folgen von dritten Variablenbeziehungen sein; (iii) Es gibt eine Tendenz, Studien zu veröffentlichen, die eine VGV → Aggressionsverknüpfung unterstützen, im Gegensatz zu denen, die einen Null-Effekt melden; und (iv) Selbst wenn man die Existenz einer VGV → Aggressionsbeziehung akzeptiert, ist die geschätzte Effektgröße typischerweise sehr schwach. Trotz der Tatsache, dass diese Argumente von Anderson und seinen Kollegen energisch widerlegt wurden (8) Haben Ferguson und seine Kollegen weiterhin an ihrer Kritik festgehalten (2, 15, 17, 18). In Bezug auf die von Ferguson et al. (19-21), ist es bemerkenswert, dass diese Forscher drei strenge longitudinale Studien durchgeführt haben, die keine signifikante Beziehung zwischen gewalttätigem Videospiel und Aggression gefunden haben. Sie führen diese Unwirksamkeit teilweise auf: (i) mit Maßnahmen von "schwerer" Aggression (z. B. offene körperliche Aggression) undii) einschließlich geeigneter Kontrollkovariaten.
Ethnizität und Spiel spielen
Es gibt einige Hinweise, die das Potenzial von Ethnizität und Kultur unterstützen, VGV-Effekte zu moderieren. Andersonet al. (6) stellten in ihrer Metaanalyse des aggressiven Verhaltens in longitudinalen Designs fest, dass der VGV-Effekt in westlichen als östlichen Kulturen etwas größer war und dieser Unterschied näherte sich statistischer Signifikanz (P = 0.07). Gleichzeitig wurden in diesen Vergleichen kulturelle Unterschiede mit Variationen in den Forschungsdesigns verwechselt, so dass "es unklar war, ob der Unterschied auf kulturelle Unterschiede in der Vulnerabilität oder auf die Verwendung verschiedener Maßnahmen zurückzuführen ist" (6).
Das Potenzial für Ethnizität, die Auswirkungen von Videospiel-Exposition auf Aggression zu mäßigen, wurde von Ferguson (15) in seiner eigenen neueren Metaanalyse. In dieser Arbeit fand Ferguson einen statistisch signifikanten Zusammenhang zwischen der Exposition gegenüber Videospielen und aggressivem Verhalten bei Studien, die westliche Stichproben verwendeten, aber diese Beziehung war bei Studien, die asiatische oder hispanische Stichproben verwendeten, nicht signifikant. Da diese metaanalytischen Ergebnisse auf Studien basieren, die die Exposition gegenüber allen Videospielen messen (anstatt sich auf gewalttätige Spiele zu konzentrieren), sprechen die Ergebnisse möglicherweise nicht mit Fragen über VGV - Effekte per se, aber sie unterstützen die Sicht der Ethnizität als potentieller Moderator von aggressive Ergebnisse.
Metaanalyse der longitudinalen Forschung zu VGV und Aggressivem Verhalten
Die vorliegende Übersicht zielt darauf ab, die vier oben dargelegten Argumente, die gegen eine Beziehung zwischen VGV und Aggression erhoben wurden, anzugehen und Beweise für die ethnische Zugehörigkeit als Moderator dieser Beziehung neu zu bewerten. Bei der Überprüfung der Literatur konzentrieren wir uns auf das, was wir als den strengsten und angemessensten Test des gewalttätigen Videospiels ansehen → Aggressionshypothese: longitudinale Designs, die die Verbindung von gewalttätigem Videospiel zu einem Zeitpunkt mit offenkundiger körperlicher Aggression bei einem nachfolgenden untersuchen Zeitpunkt, während vorherige Aggression coverying. Indem wir uns auf die offenkundige physische Aggression konzentrieren, vermeiden wir die Kritik, dass andere nicht seriöse Aggressionsmaße die Effektgröße der Literatur falsch aufblasen. Durch eine Metaanalyse können wir die durchschnittliche Größe, statistische Zuverlässigkeit und Heterogenität der Effekte in der Literatur abschätzen. Dies ermöglicht uns zu untersuchen, inwieweit diese Schätzungen in Abhängigkeit von (i) die statistischen Kovariaten der einzelnen Forscher undii) die Kultur / Ethnizität des Teilnehmers. Schließlich suchten wir nach Anzeichen für Publikationsbias mit einer Vielzahl von Methoden.
Methoden
Recherche und Auswahl von Studien.
Wir durchsuchten die elektronischen Datenbanken PsycInfo, PubMed, Web of Science und ERIC unter Verwendung von Kombinationen von Schlüsselwörtern im Zusammenhang mit Videospielen (Videospiel * ODER Videogam * ODER Computerspiel * ODER elektronisches Spiel *), Längsschnittdesigns (longitudinal ODER prospektiv) und aggressives Verhalten (aggressiv * ODER veilchen * ODER delinquen *). Die Suche beinhaltete Artikel, die bis April 1, 2017 veröffentlicht wurden. Studien aus jedem Land waren für eine Aufnahme in Betracht gezogen, und solche, die in anderen Sprachen als Englisch veröffentlicht wurden, konnten aufgenommen werden, solange sie ins Englische übersetzt werden konnten. Artikel, Dissertationen und Buchkapitel kamen für die Aufnahme in Frage, unabhängig davon, ob sie veröffentlicht oder unveröffentlicht waren.
Um in die Metaanalyse aufgenommen zu werden, müssen Studien gewalttätige Videospielexposition und physische Aggression zu einem bestimmten Zeitpunkt gemessen haben und körperliche Aggressionen mindestens 3 wk später messen. Da die interessierende Beziehung spezifisch für eine Untergruppe von Videospielen mit gewalttätigen oder ausgereiften Inhalten ist, wurden Studien ausgeschlossen, wenn sie die gesamte Videospielexposition (statt Exposition gegenüber gewalttätigen oder ausgereiften Spielen) bewerteten oder wenn sie die Exposition gegenüber gewalttätigen Filmen bewerteten andere Medien als Videospiele. Berücksichtigt wurden nur Studien, die reale, offenkundige körperliche Aggression gemessen haben, basierend auf der Perspektive, dass durch Videospiele induzierte Veränderungen in Kognition (z. B. Einstellungen, Attributionsbias), Emotion (z. B. Feindseligkeit, emotionale Desensibilisierung), Gefühle (z. B. Empathie) Sorge) und Erregung sind insofern wichtig, als sie psychologische Prozesse aufklären, die als Vermittler für einen festgestellten Verhaltenseffekt dienen können. Selbstberichte über aggressives Verhalten aus der realen Welt waren akzeptable Aggressionsmaße, ebenso wie ähnliche Bewertungen von Eltern, Lehrern oder Gleichaltrigen. Berichte mit hypothetischen Szenarien und Berichten, die auf verbale Aggression beschränkt waren, wurden nicht als akzeptable Maßnahmen betrachtet. Schließlich beschränkte sich die Suche auf Längsschnittentwürfe, da sie die Plausibilität der Umkehrkausalität verringern. Obwohl die Überprüfung auf Längsschnittstudien der realen Welt beschränkt ist, schließt eine offenkundige körperliche Aggression Studien, die experimentelle Designs verwenden, nicht aus, berücksichtigt jedoch keine laborbasierten Experimente, deren Auswirkungen als nur vorübergehende Auswirkungen auf das Verhalten kritisiert werden könnten. Jede Gruppe von Autoren für die resultierenden Studien wurde kontaktiert, um nach Informationen zu fragen, die sie bezüglich anderer veröffentlichter oder unveröffentlichter Langzeitstudien von Videospiel und Aggression haben könnten.
Für alle Studien war die verwendete Schätzung der Wirkungsgröße der standardisierte Regressionskoeffizient, der mit heftigem Videospiel und anschließender körperlicher Aggression verbunden ist, wobei die vorherige Aggression als Kovariate berücksichtigt wurde. Diese Schätzung wurde gegenüber einer Korrelation nullter Ordnung bevorzugt, da sie die interessierende Beziehung besser charakterisiert, nämlich die Verbindung zwischen der Exposition gegenüber gewalttätigem Videospiel und der nachfolgenden Aggressionsänderung, bei der eine vorherige Aggression in Betracht gezogen werden muss. Darüber hinaus kontaktierten wir jedes Forscherteam, sofern die Forscher Kovariaten außer dem gewalttätigen Videospiel und vorheriger Aggression in ihren ursprünglich veröffentlichten Effekten einschlossen, und forderten, dass sie uns den standardisierten Regressionskoeffizienten liefern, der mit dem brutalen Ausgangsspiel von Videospielen verbunden ist körperliche Aggressivität beim Kovariieren: (i) körperliche Grundaggressivität nur undii) Grundlinien körperliche Aggression und Geschlecht.
Statistische Analyse.
Wir haben die Effekte und die Heterogenität der Effektstärken mit Hilfe von Metaeffekten und Metaeffekten mit zufälligen Effekten abgeschätzt. Wir testeten dann, ob ein Teil der beobachteten Heterogenität anhand von drei identifizierbaren Studienmerkmalen vorhersagbar war: Ethnizität der Mehrheitsteilnehmer, durchschnittliches Alter der Teilnehmer bei Beginn des Studiums und longitudinale Zeitverzögerung bei der Messung der Aggression. Schließlich führten wir Publikationsbias-Analysen durch, die im Folgenden näher beschrieben werden. Wir haben SPSS v20 und das R-Paket "meta" (22) Metaanalysen und Publikationsbiasanalysen durchzuführen.
Die Ergebnisse
Literatur Suchergebnisse.
Letztendlich ergab unsere Suche 24-Studien (19-21, 23-40) (Tabelle 1), von denen nur 5 in der früheren Metaanalyse von Anderson et al. (6) und 8, die in einer neueren Metaanalyse von Greitemeyer und Mügge (9). Diese Studien umfassten 17,000-Teilnehmer aus einer Vielzahl von Ländern (Österreich, Kanada, Deutschland, Japan, Malaysia, Niederlande, Singapur und die Vereinigten Staaten). Das Durchschnittsalter der Teilnehmer reichte von 8.9 bis 19.3 y und die longitudinale Zeitverzögerung reichte von 3 mo bis knapp über 4 y. Die überwiegende Mehrheit dieser Studien maß zu Beginn Gewaltvideospiel und aggressives Verhalten und verwendete dann beide Maßnahmen, um anschließend aggressives Verhalten in einer simultanen Regressionsanalyse (oder Pfadanalyse oder Strukturgleichungsmodell) vorherzusagen, während eine Vielzahl von Kontrollen einbezogen wurde Kovariaten. In allen Studien wurde die Exposition gegenüber gewalttätigen Videospielen gemessen, anstatt die Videospielexposition experimentell zu manipulieren.
Tabelle 1.
Longitudinale Studien zu VGV und Aggression
| Autoren | Jahr | Staatsangehörigkeit | Haupt ethnische Zugehörigkeit | Körperliche Aggression messen | n | Durchschnittsalter T1* | Lag (Jahre) | Kovariaten außer Initial Aggression | ||
| Andere | Geschlecht | Alle | ||||||||
| Adachi und Willoughby (23) | 2016 | kanadischen | Weiß | Direkte Aggression (physisch und verbal) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Andersonet al. (24)† | 2008 | Japanisch | Asiatisch | Trait körperliche Aggressionsskala | 181 | ~ 13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Andersonet al. (24)† | 2008 | Japanisch | Asiatisch | Körperliche Aggression im vergangenen Monat | 1,050 | ~ 15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Andersonet al. (24)† | 2008 | amerikanisch | Weiß | Index der Lehrer, Peer und Selbstberichte, aktuelles Schuljahr | 364 | ~ 10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breueret al. (25) | 2015 | Deutsch | Weiß | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, zwei Punkte) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breueret al. (25) | 2015 | Deutsch | Weiß | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, zwei Punkte) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | amerikanisch | Weiß | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, fünf Punkte) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | amerikanisch | Hispanic | Child Behavior Checkliste Youth Self-Report, Aggression, Kind (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Fergusonet al. (21)‡ | 2012 | amerikanisch | Hispanic | Child Behavior Checkliste Youth Self-Report, Aggression, Kind (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Fergusonet al. (20)‡ | 2013 | amerikanisch | Hispanic | Child Behavior Checkliste Youth Self-Report, Aggression, Kind (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkerset al. (27) | 2016 | Niederländisch | Weiß | Körperliche Aggression | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | amerikanisch | Weiß | Selbst gemeldete Kämpfe, Lehrerbewertung von körperlicher Aggression | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Singapur | Asiatisch | Sechs Gegenstände, die körperliche Aggression bewerten | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer und Sagiogluo (30) | 2017 | amerikanisch | Weiß | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, zwei Punkte) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner und Strohmeier (31) | 2015 | Österreicher | Weiß | Persönliche Gewalt | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf et al. (32) | 2008 | Deutsch | Weiß | Die Gewalt des Schülers | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al. (33) | 2014 | amerikanisch | Weiß | Schlagen Nichtfamiliemitglieder, geschickt zum Schulamt für das Kämpfen | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Teilstichprobe 1 | Weiß | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Teilstichprobe 2 | Hispanic | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Teilstichprobe 3 | Asiatisch | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahéet al. (34)‡ | 2012 | Deutsch | Weiß | Selbst berichtete (fünf Gegenstände) und von einem Lehrer berichtete (ein Gegenstand) körperliche Aggression | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Niederländisch | Weiß | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, sieben Punkte) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller und Krahé (36)†,‡ | 2009 | Deutsch | Weiß | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, sieben Punkte) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuyaet al. (37)† | 2008 | Japanisch | Asiatisch | Fragebogen zur Aggression von Buss & Perry (physisch, sechs Punkte) | 498 | ~ 10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | Deutsch | Weiß | "Aggressionsneigung" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | Deutsch | Weiß | Peer-Nominierung, Lehrerbewertung: Latente Variable | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughbyet al. (40)‡ | 2012 | kanadischen | Weiß | Direkte Aggression (offen). Effekt bezieht sich auf anhaltende Gewalt Videospiel 9-12 mit aggressiven Steigung | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Anmerkung: von Salisch et al. (39) verwendete nur Peer-Nominierungen und Lehrerbewertungen, um Aggression zu messen; Alle anderen Studien umfassten selbst berichtete Aggressionsmessungen.
Tabelle 1 faßt die Hauptmerkmale dieser Studien zusammen, einschließlich der Nationalität der Teilnehmer und unserer Kategorisierung der Teilnehmer als Repräsentanten von drei primären Ethnien: weiß, hispanisch und asiatisch. Darüber hinaus enthält die Tabelle eine kurze Beschreibung des verwendeten physischen Aggressionsmaßes, des Durchschnittsalters der Teilnehmer zu Beginn der Studie, der Zeitverzögerung bis zur Bewertung der nachfolgenden körperlichen Aggression und der Schätzungen der Wirkungsgröße ohne andere Kovariaten als die Baseline-Aggression mit Baseline-Aggression und Geschlecht. und mit allen im ursprünglichen Bericht enthaltenen Kovariaten.
Basisanalysen
Effect-Size-Schätzungen mit nur autoregressiver Verzögerung als Kovariate.
Für alle außer einem der Datensätze konnten wir Schätzungen des standardisierten Regressionskoeffizienten erhalten, der nur initiales gewalttätiges Videospiel mit nachfolgender körperlicher Aggression assoziiert, wobei anfängliche körperliche Aggression verkorkt wird (Tabelle 1). Eine Meta-Analyse mit festen Effekten ergab einen Durchschnittskoeffizienten von β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001 und eine Q-Statistik, χ2(22) = 61.820, P <0.001, was auf eine signifikante Heterogenität hinweist. Eine Metaanalyse mit Hedges-Vevea-Zufallseffekten ergab ähnliche Schätzungen der Effektgröße, β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 und eine Q-Statistik, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, was auf nicht signifikante Heterogenität hinweist.
Effektgrößenschätzungen mit autoregressiver Verzögerung plus Kovariaten.
Nachfolgende Analysen wurden mit Schätzungen durchgeführt, die für alle Kovariaten angepasst wurden, die in den ursprünglich berichteten 24-Ergebnissen verwendet wurden. Eine Mehrheit der Studien berichtete über positive Schätzungen, die darauf hinwiesen, dass das Spielen von Videospielen mit einem Anstieg der körperlichen Aggression im Zeitverlauf verbunden war, der sich auf frühere Aggressionen und alle anderen Kovariaten bezieht.
Eine Meta-Analyse mit festen Effekten ergab einen Durchschnittskoeffizienten von β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001 und eine Q-Statistik, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (was auf signifikante Heterogenität hinweist). Eine Hedges-Vevea-Random-Effects-Analyse ergab ähnliche Effektgrößenschätzungen, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 und eine Q-Statistik, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, was auf nicht signifikante Heterogenität hinweist. (Die Ergebnisse der Analysen, die sowohl die autoregressive Verzögerung als auch das Geschlecht als Kovariaten enthielten, fielen zwischen den Schätzungen aus diesen beiden Analysen. Sie sind auf Anfrage bei den Autoren erhältlich.)
Publikationsbias.
Wir führten drei Analysen durch, um mögliche Publikationsverzerrungen zu bewerten, von denen keine Hinweise auf eine Überschätzung der Wirkung in der Literatur gab. Rosenthal Fail-Safe n Schätzungen deuteten darauf hin, dass mehr als 700 null Ergebnisse notwendig wären, um die Schlussfolgerung zu unterminieren, dass eine positive longitudinale Beziehung zwischen gewalttätigem Videospiel und körperlicher Aggression besteht (Schätzungen verwenden nur die Aggression autoregressive Lag Covariate, Fail-Safe n = 1,334; Schätzungen unter Verwendung aller Kovariaten, Fail-Safe n = 723). Die Begg und Mazumdar (41) Rangkorrelation τ-b war nicht signifikant für das Random-Effects-Modell, das nur die autoregressive Verzögerung der vorherigen Aggression enthielt, τ-b = -0.269, P = 0.072 und das Modell mit allen Kovariaten, τ-b = -0.033, P = 0.823. Abschließend eine Trimm- und Füllanalyse (42, 43), die auf diese Daten angewendet wurden, ergaben keine Auswirkungen auf die Verteilung, was wiederum auf einen Mangel an Publikationsbias hindeutet.
Moderatoranalysen.
Um potenzielle Moderatoren dieser beobachteten Effekte zu untersuchen, untersuchten wir die Variation der Effekt-Größen-Schätzungen, die mit drei Studienmerkmalen assoziiert sind: Ethnizität der Teilnehmer, Alter und Zeitverzögerung zwischen den Messungen der Aggression.
Ethnizität.
Moderatoranalysen wurden durchgeführt, um die Variation der Effektstärken als Funktion der ethnischen Zugehörigkeit der Teilnehmer zu testen. In allen bis auf einen Fall wurden die Studien auf der Grundlage der vorherrschenden ethnischen Zugehörigkeit der Stichprobe kategorisiert: weiß, hispanisch oder asiatisch (Tabelle 1). Im Falle der Studie von Hull et al. (33) Es war möglich, Effektgrößen für jede dieser ethnischen Kategorien getrennt zu berechnen, basierend auf der Selbstidentifizierung jedes Teilnehmers. Obwohl alle anderen Analysen die Gesamteffektivitätsschätzungen von Hull et al. Gesamtprobe (n = 2,723), analysierten die Tests, die den moderierenden Effekt der Ethnizität untersuchten, stattdessen die spezifischen Effektgrößen, die mit jedem der drei Hull et al. Teilstichproben: Weiß (n = 1,831), Hispanic (n = 442) und asiatisch / pazifischer Insulaner (n = 49).
Eine Fixed-Effects-Moderator-Analyse unter Verwendung der drei ethnischen Kategorien in Tabelle 1 auf die "autoregressiven Verzögerung nur" Schätzungen angewendet ergab einen signifikanten Moderator Effekt, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Separate Analysen zeigten, dass der Effekt bei den weißen Teilnehmern am größten war, bei den asiatischen Teilnehmern am mittleren und bei den lateinamerikanischen Teilnehmern am kleinsten war (vgl Abb.. 1 für Schätzungen innerhalb jeder Gruppe, zusätzlich zu den Gesamtschätzungen, die auf diesen Stichproben beruhen). Die Fixed-Effects-Moderator-Analyse unter Verwendung von zwei ethnischen Kategorien von Hispanic vs. Nicht-Hispanic ergab ebenfalls einen signifikanten Moderationseffekt, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Sowohl der Zufalls-Effekt-Moderator-Vergleich von drei Ethnien als auch der Zufallseffekt-Vergleich zwischen hispanischen und nicht-hispanischen Samples näherte sich der Signifikanz [χ2(2) = 5.125, P = 0.077 und χ2(1) = 3.745, P = 0.053, bzw.].
Standardisierte Regressionskoeffizienten (& bgr;), die ein gewalttätiges Ausgangsvideospiel mit anschließender körperlicher Aggression einschließlich einer autoregressiven Verzögerung für Aggression assoziieren und auf Daten beruhen, die für Ethnizitätsmoderatoranalysen ausgewählt wurden. Die geschätzte Effektgröße β (ES; Quadrat) und das 95% -Konfidenzintervall (CI; Linien) werden für alle in die Metaanalyse eingegebenen Effekte angezeigt (19-21, 23-31, 33-40). Diamanten repräsentieren das metaanalytisch gewichtete Mittel β. Die Gewichtsprozente für Modelle mit festen und zufälligen Effekten sind mit W (fix) und W (rand) gekennzeichnet. Bei Studien mit mehreren unabhängigen Stichproben wird das Ergebnis für jede Stichprobe separat gemeldet und mit 1, 2 oder 3 nummeriert.
Eine Fixed-Effects-Moderator-Analyse unter Verwendung von drei ethnischen Kategorien, die auf die "alle Kovariaten" -Schätzungen angewendet wurden, ergab einen signifikanten Moderationseffekt, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, von derselben Form wie zuvor beobachtet. In diesem Fall, weder der zufällige Effekt Moderator Vergleich von drei Ethnien, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, noch der Vergleich zwischen Hispanic und Nicht-Hispanic, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, erreichte statistische Signifikanz.
Zeitverzögerung.
Eine Fixed-Effects-Moderator-Analyse unter Verwendung von drei Zeitverzögerungskategorien (weniger als 1 y, 1 y, mehr als 1 y), angewandt auf die "autoregressiven Verzögerung nur" -Schätzungen, ergab einen signifikanten Moderationseffekt, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Separate Analysen zeigten, dass der Effekt in den Studien mit einer Verzögerung von mehr als 1 Jahr am größten war, β = 0.157, 95% CI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 und kleiner in Studien mit einer Verzögerung von 1 Jahr, β = 0.094, 95% CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 oder weniger als 1 Jahr, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Eine Moderatoranalyse mit zufälligen Effekten erreichte keine konventionellen Signifikanzniveaus, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Alter.
Eine Fixed-Effects-Moderator-Analyse unter Verwendung von zwei Alterskategorien (Alter 12 und jünger, Alter 13 und älter) ergab einen Moderatoreffekt, der Signifikanz erreichte, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Separate Analysen zeigten, dass der Effekt in Studien, die die Effekte bei älteren Kindern untersuchten, etwas größer war, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, als bei jüngeren Kindern, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Eine Moderatoranalyse mit zufälligen Effekten erreichte keine konventionellen Signifikanzniveaus, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Diskussion
Forscher haben sich hinsichtlich der Frage geteilter Meinung, ob das Spielen gewalttätiger Videospiele mit einem späteren Anstieg der körperlichen Aggression verbunden ist. Obwohl sich eine Mehrheit der Forscher für eine solche Verbindung ausgesprochen hat, hat eine lautstarke Minderheit behauptet, dass bestehende Beweise in mehrfacher Hinsicht fehlerhaft sind. Unsere Ergebnisse sprechen für drei der vier spezifischen Kritikpunkte dieser Literatur, die bereits erwähnt wurden.
Um der Kritik entgegenzutreten, dass viele existierende Studien "nichtserious" Aggressionsmaße (zB aggressive Kognitionen oder Affekte) verwendeten, haben wir unsere Metaanalyse auf Studien beschränkt, die Veränderungen der offenkundigen, physischen Aggression im Laufe von Monaten oder Jahren messen. Unsere Ergebnisse zeigten einen verlässlichen metaanalytischen Effekt in longitudinalen Studien, selbst wenn die Ausgangswerte der physischen Aggression kontrolliert wurden, was darauf hindeutet, dass die Effekte von gewalttätigen Videospielen auf sinnvolle Verhaltensweisen in der realen Welt hinauslaufen.
Zweitens, um Argumenten entgegenzutreten, dass Schätzungen dieses Effekts aufgrund fehlender statistischer Kontrollen falsch waren, führten wir unsere Analysen zuerst mit der Baseline-Aggression als einziger Kovariate und erneut mit allen ursprünglich in jeder Studie enthaltenen Kovariaten durch. Die Ergebnisse zeigten, dass die Einbeziehung von Kovariaten nur einen geringen Einfluss auf die geschätzte Assoziation von Spiel und Aggression hat. Für zwei der drei von Ferguson et al. (20, 21), die Einbeziehung ihrer bevorzugten Kovariaten erhöhte leicht die Größe der Assoziation (Tabelle 1).
Drittens, während bestehende Metaanalysen kritisiert wurden, dass sie das Potenzial für Publikationsbias nicht berücksichtigen, haben wir keine Hinweise darauf gefunden, dass Studien mit Null- oder negativen Effektgrößen in der Literatur unterrepräsentiert waren, obwohl drei verschiedene analytische Ansätze zur Bewertung von Publikationsbias verwendet wurden. Wichtig ist, dass die analytischen Ansätze, die verwendet wurden, um zu dieser Schlussfolgerung zu kommen, komplementäre Eigenschaften besitzen: Die Trim-and-Fill-Technik hat eine hohe statistische Leistung, aber eine hohe Fehlerrate vom Typ I, wohingegen der Rangkorrelationstest von Begg und Mazumdar weniger Kraft hat ergibt praktisch keine Fehler vom Typ I (44). Die Tatsache, dass beide Tests die gleiche Schlussfolgerung ergeben, legt nahe, dass die Ergebnisse zuverlässig sind.
In Bezug auf die vierte Kritik, die sich auf die Größe dieser Effekte konzentrierte, ergab unsere Metaanalyse eine bescheidene Effektgröße von ≈0.11, wenn keine zusätzlichen Kovariaten einbezogen wurden. Ferguson und seine Kollegen haben festgestellt, dass ein Regressionskoeffizient von 0.10 nur mit 1% der Varianz des Ergebnisses assoziiert ist und daraus geschlossen, dass dies so klein ist, dass es bedeutungslos ist. Andere argumentierten jedoch, dass quadrierte Regressionskoeffizienten ein weniger geeignetes Maß für die Beurteilung der praktischen Bedeutung von Effekten im Vergleich zu Schätzungen des relativen Risikos liefern (1, 45). In der Tat, Rosenthal (45) argumentiert, dass Vertrauen auf r2 Englisch: bio-pro.de/en/region/stern/magazin/...3/index.html Besonders problematisch ist die Interpretation von Effektstärken im Kontext der Untersuchung antisozialer Verhaltensweisen wie Aggression: "Unsere Fähigkeit, antisoziales Verhalten vorherzusagen und zu kontrollieren, ist in der Praxis trotz der scheinbar geringen Größe nicht trivial r2s in den meisten Studien erhalten "(45). Unabhängig von der subjektiven Definition einer sinnvollen Effektgröße ist klar, dass in der Literatur ein statistisch signifikanter, zuverlässiger Effekt existiert.
Obwohl unsere Studie eine skeptische Sicht auf die Kritik an der Literatur zu VGV und Aggression stützt, bieten unsere Ergebnisse eine mögliche alternative Erklärung für die unterschiedlichen Schlussfolgerungen, die Forscher auf entgegengesetzten Seiten der Debatte ziehen. Insbesondere fanden wir Beweise, dass die Wirkung von VGV auf Aggression moderiert wird durch Stichproben ethnische Zugehörigkeit, wobei weiße Teilnehmer die stärkste Wirkung zeigen und hispanische Teilnehmer keine signifikanten Effekte zeigen. Effekte für asiatische Teilnehmer fielen zwischen denen für die anderen zwei Gruppen.
Die Möglichkeit, dass die Auswirkungen gewalttätiger Videospiele auf Aggression durch Ethnizität gemildert werden, wurde in einer früheren Metaanalyse von Anderson et al. (6) das sowohl westliche als auch asiatische (aber nicht hispanische) Proben enthielt. Zur gleichen Zeit fanden diese Autoren, dass: (i) Der moderierende Effekt der ethnischen Zugehörigkeit erreichte nur konventionelle Signifikanzniveaus und (ii) konnte nicht von der Variation in der Forschungsmethodik gelöst werden. Eine anschließende Metaanalyse von Ferguson (15) replizierte und erweiterte dieses Ergebnis, indem gezeigt wurde, dass Videospieleffekte bei westlichen, aber nicht bei asiatischen oder hispanischen Samples vorhanden waren. Da diese Analysen Studien aller Art (auch nichtlängs) beinhalteten und die Art des Spiels (gewalttätig vs. gewaltfrei) in den Videospiel - Expositionsmessungen der Studien nicht berücksichtigten, sprechen die Ergebnisse nicht direkt mit der Frage nach VGV-Effekte im Laufe der Zeit.
Im Gegensatz dazu konzentrierte sich die vorliegende Metaanalyse spezifisch auf Studien über Videospielgewalt, die longitudinale Designs verwendeten und auf die Ergebnisse von Anderson et al. (6) durch Einbeziehung vieler Längsschnittstudien, die seit und durch die Unterscheidung von Lateinamerikanern zusätzlich zu weißen und asiatischen Proben veröffentlicht wurden. Unsere Ergebnisse zeigten einen statistisch signifikanten Moderationseffekt der ethnischen Zugehörigkeit (wenngleich Fixed-Effects-Schätzungen verwendet wurden), so dass die stärkste Assoziation unter weißen Stichproben, eine Zwischenassoziation für asiatische Stichproben und eine kleine, nicht signifikante Assoziation für hispanische Stichproben beobachtet wurde. Angesichts der geringen Anzahl an Studien mit hispanischen Stichproben sind jedoch eindeutig weitere Studien dieser Population erforderlich, bevor feste Schlussfolgerungen über die Wirkung gewalttätiger Spiele auf diese Gruppe gezogen werden.
Auch wenn Unterschiede zwischen ethnischen Gruppen festgestellt werden, bleibt die Frage offen, warum Ethnizität den Einfluss von gewalttätigen Videospielen auf aggressives Verhalten mildern könnte. Andersonet al. (6) erarbeitete fünf Gründe, um in den östlichen als in den westlichen Gesellschaften kleinere Medieneffektgrößen zu erwarten. Insbesondere diskutieren sie interkulturelle Unterschiede in:i) Wie wird Gewalt in den Medien kontextualisiert? (ii) das Ausmaß, in dem sich Individuen dem situativen Handlungskontext widmen; (iii) die Bedeutung, Erfahrung und Verarbeitung von Emotionen; (iv) der öffentlich-private Kontext, in dem typischerweise Videospiele gespielt werden; und (v) die sozialen Netzwerke der Spieler. Aus diesen Gründen würden wir die Unterschiede zwischen den Kulturen im Sinne eines Täters und eines Opfers der Aggression hinzufügen. Aus dieser Perspektive können Kulturen, die soziale Verantwortung und Empathie gegenüber Opfern von Gewalt fördern, die Auswirkungen von gewalttätigem Spiel reduzieren, indem sie Individuen dazu bringen, sich psychologisch von ihrer virtuellen Aggression und ihren Implikationen für ihre persönlichen Werte und Verhaltensweisen zu distanzieren. Umgekehrt können Kulturen, die robusten Individualismus und eine kriegerische Mentalität fördern, Individuen dazu bringen, sich mit der Rolle des Aggressors zu identifizieren und die Sympathie für ihre virtuellen Opfer zu dämpfen, mit Konsequenzen für ihre Werte und ihr Verhalten außerhalb des Spiels.
In Bezug auf eine solche Darstellung der ethnizitätsbasierten Moderation der Wirkung von VGV auf die Aggression, die in der gegenwärtigen Metaanalyse beobachtet wird, haben Anderson et al. (6) fand heraus, dass die Kultur den Einfluss von gewalttätigem Videospiel auf die Desensibilisierung auf Gewalt und Empathie so moderierte, dass Teilnehmer aus westlichen Kulturen eine größere Desensibilisierung und einen größeren Rückgang der Empathie aufwiesen als jene aus östlichen Kulturen. Befunde von Ramos et al. (46) weisen darauf hin, dass die hispanischen Teilnehmer, ähnlich wie in den östlichen Kulturen, gegenüber den medialen Darstellungen von Gewalt ein Mitgefühl für die Opfer zu haben scheinen. In Bezug auf Desensibilisierung und verminderte Empathie, die eine Ursache für den Einfluss von VGV auf nachfolgende Aggressionen sind, haben Bartholow et al. (47) festgestellt, dass Empathie den Einfluss von VGV auf Aggression in einem experimentellen Design vermittelt. Während Empathie für das Opfer der VGV die nachfolgende Aggression verringern kann, kann die Empathie für die Täter die Aggressivität in der Folge sogar verstärken, indem sie die Rechtfertigung ihrer Handlungen motiviert (z. B. refs. 48 und 49). Obwohl unser Bericht mit einer Vielzahl von empirischen Befunden übereinstimmt, sind zusätzliche Untersuchungen erforderlich, um Empathie als einen plausiblen Vermittler des beobachteten moderierenden Einflusses von Ethnizität auf Aggression in der gegenwärtigen Metaanalyse zu etablieren.
Zusammenfassung
Auf der Grundlage dieser Metaanalyse kommen wir zu dem Schluss, dass das Spielen gewalttätiger Videospiele im Laufe der Zeit mit einem höheren Grad an offenkundiger körperlicher Aggression einhergeht, wenn man frühere Aggressionen berücksichtigt. Diese Befunde stützen die allgemeine Behauptung, dass gewalttätiges Videospiel mit zunehmender körperlicher Aggression im Zeitverlauf verbunden ist. Darüber hinaus sprechen die Ergebnisse für drei spezifische Kritikpunkte an dieser Literatur:i) dass gewalttätiges Videospiel mit einer Zunahme von Maßen für aggressives Verhalten (dh offene, körperliche Aggression) verbunden ist, (ii) dass Schätzungen dieses Effekts durch Einbeziehung von statistischen Kovariaten nur geringfügig verringert werden, und (iii) indem keine Hinweise auf Publikationsbias gefunden werden.
Die Ergebnisse deuten weiterhin darauf hin, dass der VGV-Effekt auf die Aggression durch Stichproben ethnisch so gemildert werden kann, dass er am stärksten unter weißen Teilnehmern, weniger stark aber zuverlässig unter asiatischen Teilnehmern und unzuverlässig unter hispanischen Teilnehmern beobachtet wird. Darüber hinaus scheinen Designs, die längere Zeitverzögerungen beinhalten, mit größeren Effekten verbunden zu sein, ein Ergebnis, das mit Beobachtungen in Multiwellen - Studien übereinstimmt (z. B. ref. 33).
Zusammengefasst stellen die Ergebnisse unserer Metaanalyse mehrere wichtige Kritikpunkte in der Literatur, die VGV und physische Aggression miteinander verbinden, vor große Herausforderungen und bieten eine einfache Erklärung für die widersprüchlichen Ergebnisse von Forschern auf entgegengesetzten Seiten der Debatte. Wir hoffen, dass diese Erkenntnisse dazu beitragen werden, dass die Frage, ob gewalttätige Videospiele aggressives Verhalten verstärken, und Fragen nach dem Warum, Wann und für wen solche Auswirkungen haben, weiter voranschreiten.
Fußnoten
Die Autoren erklären keinen Interessenkonflikt.
Dieser Artikel ist eine PNAS Direct Submission.
Dieses Papier resultiert aus dem Arthur M. Sackler Colloquium der Nationalen Akademie der Wissenschaften, "Digital Media and Developing Minds", Oktober 14-16, 2015, am Arnold und Mabel Beckman Center der Nationalen Akademien der Wissenschaften und Ingenieurwissenschaften in Irvine gehalten CA Die vollständigen Programm- und Videoaufzeichnungen der meisten Präsentationen sind auf der NAS-Website unter http://www.nas.com/downloads verfügbar www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
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