abstrakta
Por klarigi kaj kvantigi la influon de la videoludo-perforto (VGV) sur agresema konduto, ni realigis metanalizon pri ĉiuj antaŭaj studoj ĝis nun, kiuj taksis la rilaton inter ekspozicio al VGV kaj posta malkaŝa fizika agreso. La serĉa strategio identigis 24-studojn kun pli ol 17,000-partoprenantoj kaj tempoj daŭras de 3-monatoj ĝis 4-jaraj jaroj. La specimenoj formis diversajn naciojn kaj etnojn kun mezaj aĝoj de 9 ĝis 19 jaroj. Por ĉiu studo ni akiris la normigita regreska koeficiento por la efika efiko de VGV en posta agreso, kontrolante por baza agreso. VGV estis rilatigita kun agreso uzante ambaŭ fiksitajn [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] kaj hazardajn modelojn [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Kiam ĉiuj disponeblaj kovaroj estis inkluzivitaj, la grandeco de la efiko restis signifa por ambaŭ modeloj [β = 0.080 (0.065, 0.094) kaj β = 0.078 (0.053, 0.102), respektive]. Neniu pruvo de publikigado estis trovita. Etno estis statistike signifa modifilo por la fiksa efika (P ≤ 0.011) sed ne por la hazardaj efikaj modeloj. Stratigitaj analizoj indikis ke la efiko estis plej granda inter la blankuloj, interaj inter azianoj, kaj nekonataj inter hispanoj. Diskuto temas pri la implikaĵoj de tiaj trovoj por aktualaj debatoj pri la efikoj de perfortaj videoludoj pri fizika agreso.
Polemiko evoluigis super la rilato de perforta videoludo kaj agreso (1-4). Dum la plimulto de tiuj, kiuj realigas esploradon pri ĉi tiu temo, argumentas, ke ludado de tiaj ludoj pliigas agreseman konduton, vokla minoritato argumentis, ke la rilato de ludludo kaj reala mondo agresema konduto estas plej bone superfortita kaj plej malbona. La diskutado havis gravajn realan implikaĵojn. En 2011, la Usona Supera Kortumo frapis Kalifornian statuton desegnita por limigi aĉetojn kaj luojn de ekstreme perfortaj videoludoj de infanoj (5). La plimulta opinio esprimis skeptikon pri la graveco de efikoj de perfortaj videoludoj, likvante ilin al "senkulpa pasatiempo" (5).
Perforta Videoludo-Ludado kaj Agreso
La kazo, ke perforta videoludo-ludado pliigas agreseman konduton, estis plej forte farita fare de Anderson et al. (6; Vidu ankaŭ refs. 7 kaj 8). Specife, ĉi tiuj aŭtoroj entreprenis ampleksan metanalizon de la literaturo pri la efiko de perforta videoludado en ses kategorioj de agresema respondo: scio, influo, ekspluatado / sentiveco al perforto, malkvieta agresema konduto kaj malkaŝe prosocia konduto. Ilia metanálisis ekzamenis efikojn de pli ol 130-esploraj raportoj bazitaj sur pli ol 130,000-partoprenantoj. Surbaze de ĉi tiuj analizoj, la aŭtoroj konkludis, ke perforta videoludo ludas pozitive kun agresema konduto, agresema scio kaj agresema efiko, same kiel negative asociita kun empatio por viktimoj de perforto kaj kun prosocia konduto. Krome, la aŭtoroj konkludis, ke ĉi tiuj efikoj estas statistike fidindaj en eksperimentaj, transversaj kaj longitudinalaj studoj, observas tra kulturoj, seksoj kaj ludotipoj (ekzemple unua perspektivo de tria persono, homaj kontraŭ ne homaj celoj; ekstere), kaj ke metodike superaj studoj inklinis produkti pli grandajn efikojn. Pli freŝa metanalizo de Greitemeyer kaj Mügge (9) venis al similaj konkludoj.
Kvankam iuj alvokis kiel konklude montri ligon inter perforta videoludo kaj agreso (7), la Anderson et al. (6) metanalizo ne malpliigis esceptikon inter vokala minoritato de esploristoj (10). En ampleksa gamo da artikoloj, Ferguson (2, 11-16) pruntis kvar kritikojn ĉe esplorado, kiu pretendas montri, ke la videoludo-perforto (VGV) pliigas la mondan agreson: (i) multaj studoj, kiuj subtenas tian ligon, uzas mezurojn de "nekonata agreso" (ekz., alirebleco de agresaj vortoj, sentoj rilatigitaj al agreso), kiuj malklaras efikajn grandajn taksojn; (ii) multaj studoj ne inkluzivas gravajn covariojn kiel statistikaj kontroloj kaj sekve iuj observitaj efikoj povas esti spuriaj konsekvencoj de triaj variaj rilatoj; (iii) estas antaŭdiro publikigi studojn, kiuj subtenas VGV → agresan ligon kontraŭe al tiuj, kiuj raportas nulajn efikojn; kaj (iv) eĉ se oni akceptas la ekziston de VGV → agresa rilato, la estimita efika grandeco tipe raportita estas tre malforta. Malgraŭ la fakto, ke ĉi tiuj argumentoj estis forte riproĉitaj de Anderson kaj liaj kolegoj (8), Ferguson kaj liaj kolegoj daŭre staris per sia kritiko (2, 15, 17, 18). Koncerne al la kritikoj levitaj de Ferguson et al. (19-21), ĝi devas elstari, ke ĉi tiuj esploristoj efektivigis tri striktajn longitudajn studojn, kiuj trovis neniun signifan rilaton inter perforta videoludo kaj agreso. Ili atribuas ĉi tiujn malhelpojn en parto al: (i) uzante mezurojn de "serioza" agreso (ekz. malalta fizika agreso), kaj (ii) inkluzivanta taŭgan kontrolon covariates.
Etniveco kaj Ludo-Ludado
Iuj evidentecoj ekzistas subtenantaj la potencialon de etno kaj kulturo por moderigi VGV-efikojn. Anderson et al. (6) rimarkis en ilia metanalizo pri agresema konduto en longitudaj dezajnoj, ke la efekto de VGV estis iom pli granda en okcidentaj ol orientaj kulturoj kaj ĉi tiu diferenco alproksimiĝis al statistika graveco (P = 0.07). Samtempe, en ĉi tiuj komparoj, kulturaj diferencoj estis konfuzitaj kun variado en esploraĵoj, por ke "ne sciis, ĉu la diferenco devas esti atribuita al kulturaj diferencoj en vulnerabileco aŭ al la uzo de malsamaj mezuroj" (6).
La potencialo por etno por modifi la efikojn de videoludaj ekspozicioj pri agreso konfirmis Ferguson (15) en sia propra freŝa metanalizo. En tiu laboro, Ferguson trovis statistike signifan asocion inter ekspozicio al videoludoj kaj agresema konduto inter studoj kiuj uzis okcidentajn specimenojn, sed ĉi tiu rilato ne estis grava inter studoj kiuj uzis aziajn aŭ hispanajn specimenojn. Ĉar ĉi tiuj metanalaj rezultoj baziĝis sur studoj kiuj mezuris ekspozicion al ĉiuj videoludoj (anstataŭ fokusante per perfortaj ludoj), la rezultoj eble ne parolu pri demandoj pri VGV-efektoj per se, sed ili subtenas la vidon de etneco kiel ebla moderiganto de agresemaj rezultoj.
Metanalizo de Longitudina Esploro pri VGV kaj Agresiva Konduto
La nuna revizio celas trakti la kvar argumentojn, kiuj estas priskribitaj pli supre, kiuj estis faritaj kontraŭ rilato inter VGV kaj agreso, kaj por revalorigi evidentecon por etneco kiel moderanto de ĉi tiu rilato. Rezultinte la literaturon ni fokusas pri tio, kion ni konsideras kiel provizi la plej striktan kaj taŭgan provon de la perforta videoludo → agresa hipotezo: longitudinalaj desegnoj, kiuj ekzamenas la asocion de perforta videoludado en unu punkto en tempo kun malalta fizika agreso ĉe posta punkto en tempo, dum ŝarĝanta antaŭa agreso. Fidante al malkaŝita fizika agreso, ni evitas la kritikon, ke aliaj senkonsciaj agoj de agreso false malfiksas la efikan grandecon viditan en la literaturo. Per metaalizo, ni povas taksi la mezuman grandecon, statistikan fidindecon kaj heterogenecon de efikoj en la literaturo. Ĉi tio permesas al ni ekzameni la mezuron, kiun tiuj taksoj varias kiel funkcio de (i) la statistikaj kovaroj inkluzivitaj de individuaj esploristoj kaj (ii) la kulturo / etno de la partoprenanto. Finfine, ni sercxis pruvon pri publikigado, uzante diversajn metodojn.
metodoj
Studu Reakiron kaj Selektadon.
Ni serĉis la elektronikajn datumbazojn PsycInfo, PubMed, Retejo de Scienco kaj ERIC uzante kombinojn de ŝlosilvortoj asociitaj kun videoludoj (videoludoj * Aŭ videogamoj * aŭ komputilaj gamoj * aŭ elektronikaj gamoj), longitudinalaj dezajnoj (longitudinalaj OR-eblaj), kaj agresema konduto (agreso * OR malobservas * OR malpermesas *). La serĉo inkludis artikolojn eldonitajn ĝis aprilo 1, 2017. Studoj de iu ajn lando estis elekteblaj por inkludo, kaj tiuj eldonitaj en lingvoj krom Angla estis elekteblaj por inkludo kondiĉe ke ili povus esti tradukitaj al la angla. Artikoloj, disertoj kaj libraj ĉapitroj estis elekteblaj por inkludo, sendepende de ĉu ili estis publikigitaj aŭ ne eldonitaj.
Por esti kapabla por inkludi en la metanalizo, studoj devas mezuri perfortan videoludon kaj fizikan agreson je unu punkto en tempo kaj mezuri fizikan agreson almenaŭ 3 pli. Ĉar la rilato de intereso estas specifa al subaro de videoludoj kun perforta aŭ matura enhavo, studoj estis ekskluditaj se ili taksis la tutan videoludon (anstataŭ ekspozicio al perfortaj aŭ maturaj ludoj) aŭ se ili taksis ekspozicion al perfortaj filmoj aŭ amaskomunikiloj krom videoludoj. Nur studoj, kiuj mezuris realan mondon, malkaŝis fizikan agreson, bazitajn sur la perspektivo, ke la videoludoj induktis ŝanĝojn en scio (ekz. Sintenoj, atribuaj parolado), emocio (ekz. Malamikeco, emocia desensitigo), sentoj (ekz. maltrankvilo) kaj ekscitiĝo estas ĉefe gravaj en la mezuro kiun ili elklasas psikologiajn procezojn, kiuj povas servi kiel mediatoroj por establita konduto. Memraportoj pri la reala agresema konduto estis akcepteblaj agresaj mezuroj, same kiel similaj ratings, kiujn gepatroj, instruistoj aŭ samuloj havigis. Raportoj uzante hipotetikaj scenoj kaj raportoj restriktitaj al parola agreso ne estis konsiderataj akcepteblaj mezuroj. Fine, la serĉo estis restriktita al longitudinalaj desegnoj, donita ilian forton reduktante la plausibilidad de reversa-kaŭzeco. Kvankam restriktanta la revizion al longitudinalaj studoj de la reala mondo, malkaŝa fizika agreso ne malhelpas studojn, kiuj uzas eksperimentajn dezajnojn, ĝi forigas de tiuj konsiderindaj eksperimentoj bazitaj en laboratorio, kies efikoj povus esti kritikataj kiel engaĝante nur provizorajn efikojn pri konduto. Ĉiu aro de aŭtoroj por la rezultantaj studoj estis kontaktitaj por demandi pri iu ajn informo, kiun ili povus havi pri aliaj publikaj aŭ ne eldonitaj longitudinalaj studoj pri videoludo kaj agreso.
Por ĉiuj studoj, la efika grandega takso uzata estis la normigita regreska koeficiento asociita kun perforta videoludludo kaj posta fizika agreso, kalkulita dum inkluzive de antaŭa agreso kiel covariado. Ĉi tiu takso estis preferita super nula ordo-rilato ĉar ĝi pli bone karakterizas la rilaton de intereso, nome la ligo inter perforta videoludado kaj posta ŝanĝo en agreso, kiu postulas antaŭan agreson esti konsiderata. Krome, en la mezuro kiun esploristoj inkluzivis covariojn preter perforta videoludo kaj antaŭan agreson en iliaj originale publikigitaj efikoj, ni kontaktis ĉiun esploron kaj petis, ke ili provizas al ni la normigita regreska koeficiento asociita kun baseline perforta videoludo kiam oni kutimis antaŭdiri postajn Fizika agreso dum kovranta: (i) nur baza fizika agreso kaj (ii) baseline fizika agreso kaj varo.
Statistika analizo.
Ni taksas ĝeneralajn efikojn kaj heterogenecon en la efikaj grandecoj uzantaj ambaŭ fiksajn efikojn kaj hazardajn efikojn metanalizaj modeloj. Ni tiam provis, ĉu iuj el la observita heterogeneco estis antaŭvideblaj de tri identigeblaj studaj trajtoj: plimulte partoprenanta etneco, averaĝa partoprenanto de aĝo en studado, kaj longitudina tempo malrapida en mezurado de agreso. Finfine ni faros publikigajn preĝejajn analizojn priskribitajn detale sube. Ni uzis ambaŭ SPSS v20 kaj la R-pakaĵon "meta" (22) Por realigi metanalizojn kaj analizajn diskutojn.
rezultoj
Literaturo Serĉrezultoj.
Finfine, nia serĉo cedis 24-studojn (19-21, 23-40) (tablo 1), el kiuj nur 5 aperis en la pli frua metanalizo fare de Anderson et al. (6) kaj 8 el kiuj aperis en pli freŝa metanalizo fare de Greitemeyer kaj Mügge (9). Ĉi tiuj studoj inkludis super 17,000-partoprenantoj de ampleksa vario de landoj (Aŭstrio, Kanado, Germanio, Japanio, Malajzio, Nederlando, Singapuro kaj Usono). La meza aĝo de partoprenantoj variis de 8.9 al 19.3 kaj, kaj la longitudinala malfruo variis de 3 mo ĝis malmulta pli ol 4 kaj. La vasta plimulto de ĉi tiuj studoj mezuris perfortan videoludadon kaj agreseman konduton en komenca punkto kaj poste uzis ambaŭ mezurojn por antaŭdiri posta agreseman konduton en samtempa regresiga analizo (aŭ trajera analizo aŭ struktura ekvacio-modelo), inkluzive de diversaj kontroloj covarianoj. Ĉiuj studoj mezuras ekspozicion al perfortaj videoludoj prefere ol eksperimente manipulante videoludojn.
Tablo 1.
Studoj longitudinales en VGV kaj agreso
| aŭtoroj | jaro | Nacieco | Ĉefa etno | Fizika agreso mezuro | n | Meznivela T1* | Lag (jaroj) | Covarianoj krom Komenca Agreso | ||
| neniu | Sekso | ĉiuj | ||||||||
| Adachi kaj Willoughby (23) | 2016 | canadian | Blanka | Rekta agreso (fizika kaj parola) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | japanese | asian | Agordi fizikan agreskalon | 181 | ~ 13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | japanese | asian | Fizika agreso en pasinta monato | 1,050 | ~ 15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | american | Blanka | Indekso de instruisto, paroj kaj memreportoj, aktuala lerneja jaro | 364 | ~ 10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | germanaj | Blanka | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, du eroj) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | germanaj | Blanka | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, du eroj) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | american | Blanka | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, kvin eroj) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | american | hispanoj | Infana Konduto Kontrolo Junularo Mem-Raporto, Agreso, Infano (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et al. (21)‡ | 2012 | american | hispanoj | Infana Konduto Kontrolo Junularo Mem-Raporto, Agreso, Infano (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et al. (20)‡ | 2013 | american | hispanoj | Infana Konduto Kontrolo Junularo Mem-Raporto, Agreso, Infano (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers kaj aliaj. (27) | 2016 | Nederlanda | Blanka | Fizika agreso | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | american | Blanka | Mem-raportitaj bataloj, instruisto-takso de fizika agreso | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Singapuro | asian | Ses eroj taksi fizikan agreson | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer kaj Sagiogluo (30) | 2017 | american | Blanka | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, du eroj) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner kaj Strohmeier (31) | 2015 | Aŭstra | Blanka | Persona perforto | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf, et al. (32) | 2008 | germanaj | Blanka | Studento 'perforto | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al. (33) | 2014 | american | Blanka | Haltante ne familiarajn membrojn, sendis al lerneja oficejo por batalado | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Subspecimeno 1 | Blanka | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Subspecimeno 2 | hispanoj | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Subspecimeno 3 | asian | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | germanaj | Blanka | Mem-raportita (kvin eroj) kaj instruisto-raportita (unu ero) fizika agreso | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Nederlanda | Blanka | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, sep eroj) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller kaj Krahé (36)†,‡ | 2009 | germanaj | Blanka | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, sep eroj) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al. (37)† | 2008 | japanese | asian | Demandaro pri Agreso de Buss & Perry (fizika, ses eroj) | 498 | ~ 10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | germanaj | Blanka | "Agreso-kliniĝo" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | germanaj | Blanka | Nombra nomumado, instruisto-takso: Latenta variablo | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | canadian | Blanka | Rekta agreso (malkaŝe). Efekto rilatas subtenitan perfortan videoludon ludi 9-12 kun agresema deklivo | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Noto: von Salisch et al. (39) uzis nur samajn nomumojn kaj instruistotrezentojn por mezuri agreson; Ĉiuj aliaj studoj inkludis mem-raportitajn mezurojn de agreso.
tablo 1 resumas la ĉefajn karakterizaĵojn de ĉi tiuj studoj, inkluzive de partoprenanta nacieco kaj nian kategoriigon de la partoprenantoj kiel reprezentantoj de tri primaraj etnoj: Blanka, Hispano kaj Azio. Krome, la tablo enhavas mallongan priskribon pri la fizika agreso mezurita uzata, averaĝa aĝo de partoprenantoj ĉe bazo, tempo malrapida al taksado de posta fizika agreso, kaj efekt-grandvaloraj taksoj sen covaroj, krom bazaj agresoj, kun baza agreso kaj varo, kaj kun ĉiuj covarianoj inkluditaj en la originala raporto.
Bazaj Analizo.
Efektoj de grandeco de efekto uzante nur malforta aŭtozaŭgado kiel covariato.
Por ĉiuj krom unu el la datformoj, ni povis akiri taksojn de la normigita regreska koeficiento asociante nur komenca perforta videoludo kun posta fizika agreso, kovranta komenca fizika agreso (tablo 1). Fiksa efika metaalizo produktis mezuran koeficienton de β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001, kaj Q-statistiko, χ2(22) = 61.820, P <0.001, tio indikis signifan heterogenecon. Metaanalizo de Hedges – Vevea-hazarda efiko donis similajn efekt-grandajn taksojn, β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001, kaj Q-statistiko, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, indikante ne signifa heterogeneco.
Efikaj-grandvaloraj taksoj uzanta aŭtoregresan riĉon plus kovariĝojn.
Sekvaj analizoj estis efektivigitaj, kiuj implikis taksojn adaptitajn por ĉiuj kovaroj uzataj en la 24 originale raportitaj rezultoj. Plejparto de studoj raportis pozitivajn taksojn indikante ke perforta videoludo estis asociita kun pliigoj super tempo en fizika agreso kontrolanta por antaŭa agreso kaj ĉiuj aliaj kovarianoj.
Fiksa efika metaalizo produktis mezuran koeficienton de β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001, kaj Q-statistiko, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (indikante signifa heterogeneco). Analizo de hazardo-vevea hazarda efiko produktis similajn efikajn grandajn taksojn, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001, kaj Q-statistiko, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, indikante ne signifa heterogeneco. (Rezultoj de la analizoj, kiuj inkluzivis kaj la nekrecesivajn malfortajn kaj varojn kiel kovarianoj falis inter la taksoj de ĉi tiuj du analizoj. Ili estas disponeblaj de la aŭtoroj laŭ peto).
Publika paŭzo.
Ni realigis tri analizojn por taksi la eblon de ebla publikigado, neniu el kiuj trovis evidentecon por superrestimado de la efiko en la literaturo. Rosenthal Malsukcesa-Sekura n taksoj indikis ke troo de 700 nulaj trovoj necesus kompromiti la konkludon, ke pozitiva longitudina rilato ekzistas inter perforta videoludo kaj fizika agreso (taksas uzanta nur la agreson autoregressive lag covariate, Fail-Safe n = 1,334; taksoj uzante ĉiuj covarianoj, Malsukcesa-Sekura n = 723). La Begg kaj Mazumdar (41) rango korelacio τ-b estis neregala por ambaŭ la hazarda-efika modelo kiu nur inkludis la neatendigan malforton de antaŭa agreso, τ-b = -0.269, P = 0.072, kaj la modelo kiu inkludis ĉiujn covarianojn, τ-b = -0.033, P = 0.823. Laste, kalkuli kaj plenigi analizon (42, 43) aplikitaj al ĉi tiuj datumoj ne aldonis neniun efikon al la distribuo, denove indikante mankon de publikigado.
Modera Analizo.
Por esplori potencialajn moderadojn de ĉi tiuj observitaj efikoj, ni ekzamenis variadon en efekt-grandvaloraj taksoj asociitaj al tri studaj trajtoj: partoprenanto de etnaĵoj, aĝo kaj tempo malrapide inter mezuroj de agreso.
Etno.
Moderigaj analizoj estis realigitaj por provi variablon en efikaj grandecoj kiel funkcio de partoprenanta etno. En ĉio krom unu kazo, studoj estis klasifikitaj bazitaj sur la superreganta etno de la specimeno: Blanka, Hispano, aŭ Azio (tablo 1). En la kazo de la studo de Hull et al. (33) eblis kalkuli efikajn grandecojn aparte por ĉiu el ĉi tiuj etnaj kategorioj bazitaj sur la mem-identigo de ĉiu partoprenanto. Kvankam ĉiuj aliaj analizoj uzis la ĝeneralajn efikajn taksojn de la Hull et al. tuta specimeno (n = 2,723), analizo provante la moderan efikon de etnaĵo anstataŭe implicis la specifajn efikajn grandecojn asociitajn kun ĉiu el la tri Hull et al. ekzemploj: Blanka (n = 1,831), hispano (n = 442), kaj Azia / Pacifika Insulana (n = 49).
Fiksa efika modera analizo uzanta la tri etnajn kategoriojn en tablo 1 aplikita al la "aŭtomesistemo nur" taksoj produktis signifan moderatan efikon, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Apartaj analizoj indikis ke la efiko estis plej granda inter la blankaj partoprenantoj, interaj inter aziaj partoprenantoj, kaj plej malgrandaj inter la hispanaj partoprenantoj (vidu Figo. 1 por taksoj ene de ĉiu grupo, krom ĝeneralaj taksoj bazitaj sur ĉi tiuj studaj specimenoj). La analizita modera analizo de fiksa efiko uzanta du etnajn kategoriojn de hispanoj kontraŭ ne-hispanoj ankaŭ produktis signifan moderan efikon, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. La komparita moderatoro de hazarda-efika komparo de tri etnoj kaj la hazarda efika komparo de hispanoj kontraŭ ne-hispanaj specimenoj alproksimiĝis al signifo, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077, kaj χ2(1) = 3.745, P = 0.053, respektive].
Normigitaj regresaj koeficientoj (β) asociiganta baseline perfortan videoludon ludas kun posta fizika agreso inkluzive de neatendiga malforto por agreso kaj bazita sur datumoj elektitaj por etnaj moderaj analizoj. Takso de grandeco de efekto β (ES; kvadrato) kaj 95-konfida intervalo (CI; linioj) estas montritaj por ĉiuj efikoj enmetitaj en la metanalizon (19-21, 23-31, 33-40). Diamantoj reprezentas metanalike pezitan β. Pezo procentoj por fiksaj efikoj kaj hazardaj efikaj modeloj estas etikeditaj W (riparo) kaj W (rand), respektive. Por studoj kun multaj sendependaj specimenoj, la rezulto por ĉiu specimeno estas raportita aparte kaj kalkulita 1, 2, aŭ 3.
Fiksa efika modera analitiko uzanta tri etnajn kategoriojn aplikitajn al la "ĉiuj covarian" taksoj produktis signifan moderan efikon, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, de la sama formo kiel antaŭe observita. En ĉi tiu kazo, nek la hazarda-efika modera komparo de tri etnoj, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, nek la hispano kontraŭ ne-hispana komparado, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, akiris statistikan gravecon.
Tempo malforta.
Fiksa efektiva analizilo de moderatoro uzante tri kategoriojn de malrapida tempo (malpli ol 1 kaj 1 kaj pli ol 1 kaj) aplikitaj al la "aŭtomategaj malfortaj nuraj" taksoj produktis signifan moderan efikon, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Apartaj analizoj indikis, ke la efiko estis plej granda en la studoj kun malfruo pli longa ol 1 y, β = 0.157, 95% CI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001, kaj pli malgranda en studoj kun malfruo egala al 1 y, β = 0.094, 95% CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001, aŭ malpli ol 1 y, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Analizo de modera hazarda efiko ne atingis konvenciajn signifajn nivelojn, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Aĝo.
Fiksa efika analizo de moderatoro uzanta du aĝkategoriojn (aĝo 12 kaj pli juna, aĝo 13 kaj pli malnova) cedis moderadan efikon kiu alproksimiĝis gravecon, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Apartaj analizoj indikis ke la efiko estis iomete pli granda en studoj, kiuj ekzamenis efikojn inter pli maljunaj infanoj, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, ol tiuj kun pli junaj infanoj, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Analizo de modera hazarda efiko ne atingis konvenciajn signifajn nivelojn, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
diskuto
Esploristoj estis dividitaj koncerne la demandon pri ĉu ludado de perfortaj videoludoj estas asociita kun postaj pliigoj en fizika agreso. Kvankam plimulto de esploristoj argumentis pri tia asocio, vokla minoritato asertis, ke ekzistantaj evidentecoj malsukcesas en multaj aspektoj. Niaj rezultoj parolas al tri el la kvar specifa kritiko de ĉi tiu literaturo priskribita antaŭe.
Unue, por trakti la kritikon, ke multaj ekzistantaj studoj uzis "nekonatajn" mezurojn de agreso (ekz., Agresemaj konoj aŭ influo), ni limigis nian metanalizon al studoj, kiuj mezuris ŝanĝojn en malkaŝe, fizika agreso dum monatoj aŭ jaroj. Niaj rezultoj pruvis fidindan metanalitikan efikon en longitudinalaj studoj eĉ kiam kontrolas por bazaj niveloj de fizika agreso, sugestante ke la efikoj de perfortaj videoludoj etendas al signifaj kondutoj en la reala mondo.
En dua loko, por trakti argumentojn, kiuj taksas ĉi tiun efikon, estis spuraj bazitaj en malsukceso de inkludi taŭgajn statistikajn kontrolojn, ni unue realigis niajn analizojn kun baza agreso kiel la nura covariado kaj denove kun ĉiuj covarianoj origine inkluditaj en ĉiu studo. Rezultoj montris, ke inkludo de covarianoj ŝajnas havi nur malgrandan efikon sur la taksita asocio de ludludo kaj agreso. Efektive, por du el la tri studoj raportitaj de Ferguson et al. (20, 21), inkludo de iliaj preferataj kovaroj iomete pliigis la grandecon de la asocio (tablo 1).
Tria, dum ekzistantaj metanalioj estis kritikitaj kiel malsukcesante konsideri la eblon de publikigado, ni observis neniun evidentecon, ke studoj kun nulaj aŭ negativaj grandecoj ne supozis en la literaturo, malgraŭ uzi tri malsamajn analizajn alirojn por taksi la antaŭjuĝan publikigadon. Grave, la analizaj aliroj por alveni al ĉi tiu konkludo pruvis posedi kompletajn kvalitojn: la trim-kaj-pleniga tekniko havas altan statistikan potencon sed altan tipon de erara imposto, dum la provo de korelacio de Begg kaj Mazumdar havas pli malaltan potencon, sed cedas preskaŭ neniun tipon de eraroj (44). La fakto, ke ambaŭ el tiuj provoj atingas la saman konkludon, sugestas, ke la rezultoj estas fidindaj.
Koncerne al la kvara kritiko, enfokusigita al la grandeco de ĉi tiuj efikoj, nia metanalizo produktis modestan efikon grandecon de ≈0.11 kiam aldonaj covaroj ne estis inkluditaj. Ferguson kaj liaj kolegoj rimarkis, ke koeficiento de regresado de 0.10 estas asociita kun nur 1% de la varianco en la rezulto kaj konkludis, ke ĉi tio estas tiel malgranda kiel senpripense. Tamen, aliaj kontraŭstaris, ke kvadrataj regresaj koeficientoj havigas malpli taŭgan metrikon por juĝi la praktikan signifon de efikoj kompare kun taksoj de relativa risko (1, 45). Fakte, Rosenthal (45) argumentis ke fidindeco r2 valoroj por interpreti efikajn grandecojn estas aparte problemaj en la kunteksto de studado de kontraŭkostaj kondutoj, kiel agreso, deklarante "nia kapablo antaŭdiri kaj kontroli kontraŭkomfortan konduton tute ne banalas praktike, malgraŭ ŝajne malgranda r2s akirita en plej multaj studoj "(45). Malgraŭ la subjektiva difino de signifa efika grandeco, estas klare, ke statistike signifa, fidinda efiko ekzistas en la literaturo.
Kvankam nia studo subtenas skeptikan vidadon pri menciitaj kritikoj de la literaturo pri VGV kaj agreso, niaj rezultoj proponas ebla alternativan klarigon pri la malsamaj konkludoj atingitaj de esploristoj sur kontraŭaj flankoj de la debato. Specife, ni trovis evidentecon, ke la efiko de VGV sur agreso estas moderata per specimena etnaĵo, kun blankaj partoprenantoj montrante la plej fortan efikon kaj hispanajn partoprenantojn, kiuj ne havas gravajn efikojn. Efektoj por aziaj partoprenantoj falis inter tiuj por la aliaj du grupoj.
La eblo, ke la efikoj de perfortaj videoludoj kontraŭ agreso moderas per etneco, estis levita en antaŭa metanalizo fare de Anderson et al. (6) kiu inkluzivis ambaŭ okcidentajn kaj aziajn (sed ne hispanajn) specimenojn. Al la sama tempo, ĉi tiuj aŭtoroj trovis tion: (i) la modera efiko de etno nur aliris konvenciajn nivelojn de signifo kaj (ii) ne povis esti malkontentigita pro variado en esplora metodiko. Posta metanalizo fare de Ferguson (15) replikis kaj etendis ĉi tiun trovon montrante, ke efektoj de videoludoj ĉeestis inter okcidentaj sed ne aziaj aŭ hispanaj specimenoj. Tamen, ĉar tiuj analizoj implikis studojn pri ĉiuj dezajnaj tipoj (inkluzive ne longitudinalaj) kaj ne konsideras la tipon de ludo (perforta kontraŭ neperforta) en la mezuroj de videoludoj pri videoludoj, la rezultoj ne parolas rekte al la demando de VGVaj efikoj tra tempo.
Kontraŭe, la aktuala metanálisis enfokusigis specife pri studoj pri perforta videoluda ekspozicio, kiu uzis longitudajn dezajnojn kaj plilongigis la rezultojn de Anderson et al. (6) per inkludado de multaj longitudinalaj studoj publikigitaj ekde kaj per distingantaj hispanoj krom al blankaj kaj aziaj specimenoj. Niaj rezultoj montris statistike signifan moderan efikon de etneco (kvankam uzanta taks-efikajn taksojn), tiel ke la plej forta asocio estis observita inter blankaj specimenoj, intera asocio por aziaj specimenoj, kaj malgranda, ne signifa asocio por hispanaj specimenoj. Dirite, pro la malgranda nombro da studoj kun hispanaj specimenoj, pli da studoj pri ĉi tiu loĝantaro klare bezonas antaŭ konkludi pri la efiko de perfortaj ludoj en ĉi tiu grupo.
Eĉ se diferencoj inter etnaj grupoj estas establitaj, la demando restas kial kial etneco povus mezuri la influon de perfortaj videoludoj sur agresema konduto. Anderson et al. (6) ellaboris kvin kialojn por atendi pli grandajn amaskomunikilarajn grandecojn en orientaj ol okcidentaj socioj. Specife, ili diskutas kulturajn diferencojn en: (i) kiel perforto estas kunteksto en la amaskomunikiloj; (ii) la mezuro al kiu individuoj atentas la situacian kuntekston de agado; (iii) la signifo, sperto kaj prilaborado de emocioj; (iv) la publika-privata kunteksto en kiu kutime ludas videoludoj; kaj (v) La sociaj retoj de ludantoj. Al ĉi tiuj kialoj, ni aldonus variadon inter kulturoj laŭ la signifo de esti farinto kaj viktimo de agreso. De ĉi tiu perspektivo, kulturoj, kiuj antaŭenigas socian respondecon kaj simpation al viktimoj de perforto, povas malpliigi la efikojn de perforta ludo ludanta de gvidantaj individuoj por psikologie malproksimigi sin de sia virtuala agreso kaj de ĝiaj implikaĵoj por siaj personaj valoroj kaj reala mondo. Male, kulturoj, kiuj antaŭenigas krudan individuismon kaj militiston-similecon, povas konduki individuojn por identigi kun la rolo de la agresanto kaj malfortigi simpation al siaj virtualaj viktimoj, kun konsekvencoj por siaj valoroj kaj konduto ekster la ludo.
Koncerne al tia konto pri la etneco bazita en modereco de la efiko de VGV sur agreso observita en la nuna metanalizo, Anderson et al. (6) trovis, ke kulturo modifis la efikon de perforta videoludo ludi pri desensitigo al perforto kaj empatio tiel ke partoprenantoj de okcidentaj kulturoj montris pli grandan desensitigon kaj pli grandajn malpliiĝojn de intereso ol tiuj de orientaj kulturoj. Trovoj de Ramos et al. (46) sugestas, ke similaj al tiuj de orientaj kulturoj, hispanaj partoprenantoj ŝajnas subteni simpation por viktimoj antaŭ amaskomunikaj bildoj de perforto. Koncerne al desensitigo kaj malpliigita empatio kaŭzante la efikon de VGV sur posta agreso, Bartholow et al. (47) trovis, ke la empatio amasigis la efikon de VGV sur agreso en eksperimenta dezajno. Samtempe, dum la empatio por viktimo de VGV povas malpliigi postajn agresojn, la empatio por la krimuloj povas efektive pliigi posta agreso motivante pravigon de siaj agoj (ekz., Refs. 48 kaj 49). Evidente, kvankam nia konto estas konsekvenca kun diversaj empirikaj trovoj, necesas pliaj esploroj establi simpation kiel komprenebla mediatoro de la observita modera influo de etneco pri agreso en la nuntempa metanálisis.
konkludo
Surbaze de ĉi tiu metanálisis, ni konkludas, ke ludado de perfortaj videoludoj estas asociita kun pli grandaj niveloj de malverta fizika agreso laŭlonge de la tempo, post kontado pri antaŭa agreso. Ĉi tiuj trovoj subtenas la ĝeneralan aserton, ke perforta videoludo estas asociita kun pliigoj en fizika agreso kun la tempo. Plie, la rezultoj parolas al tri specifaj kritikoj de ĉi tiu literaturo pruvante: (i) tiu perforta videoludo estas asociita kun pliigoj en mezuroj de serioza agresema konduto (tio estas, evidente, fizika agreso), (ii) (tiu, ke, kiu) (tiu, ke, kiu) taksoj de ĉi tiu efiko nur iomete malpliiĝas per inkludo de statistikaj kovaroj, kaj (iii) trovante neniun evidentecon pri publikigado.
Rezultoj plue sugestas, ke la efekto de VGV sur agreso povas esti moderata per specimena etno, tiel ke ĝi estas plej forte observata inter blankaj partoprenantoj, malpli forte sed fidinde observitaj inter aziaj partoprenantoj, kaj nefidinde inter la hispanaj partoprenantoj. Krome, la dezajnoj kiuj okupas pli longajn tempon ŝajnas esti asociitaj kun pli grandaj efikoj, trovado konsekvenca kun observoj en multaj studoj (ekz., Ref. 33).
En sumo, la rezultoj de nia metaalizo kaŭzas seriozajn defiojn al pluraj gravaj kritikoj de la literaturo kunliganta VGV kaj fizikan agreson, kaj ili proponas simplan klarigon pri la nekonsistaj trovoj de esploristoj kontraŭ kontraŭaj flankoj de la debato. Ni esperas, ke ĉi tiuj trovoj helpos la kampon movi preter la demando pri ĉu perfortaj videoludoj pliigas agreseman konduton kaj pri demandoj pri kial, kiam kaj por kiu ili havas tiajn efikojn.
Piednotoj
La aŭtoroj deklaras neniun konflikton de intereso.
Ĉi tiu artikolo estas PNAS Rekta Submetiĝo.
Ĉi tiu papero rezultas de la Konferenco de Arthur M. Sackler de la Nacia Akademio de Sciencoj, "Cifereca Dokumentado kaj Disvolvado de Mensoj", tenis oktobro 14-16, 2015, ĉe la Arnold kaj Mabel Beckman-Centro de la Naciaj Akademioj de Sciencoj kaj Inĝenieristiko en Irvine , CA. La kompletaj programoj kaj videoludoj de plej multaj prezentoj estas disponeblaj ĉe la retejo de NAS ĉe www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;