Resumen
Para aclarar y cuantificar la influencia de la violencia de los videojuegos (VGV) en el comportamiento agresivo, realizamos un metaanálisis de todos los estudios prospectivos hasta la fecha que evaluó la relación entre la exposición al VGV y la agresión física manifiesta posterior. La estrategia de búsqueda identificó estudios 24 con más de 17,000 participantes y retrasos de tiempo que van desde los meses 3 a los años 4. Las muestras comprendían varias nacionalidades y etnias con edades medias de 9 a 19 años. Para cada estudio, obtuvimos el coeficiente de regresión estandarizado para el efecto prospectivo de VGV en la agresión subsiguiente, controlando la agresión inicial. La VGV se relacionó con la agresión utilizando los modelos de efectos aleatorios [β = 0.113, 95% = (0.098, 0.128)] y de efectos aleatorios [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Cuando se incluyeron todas las covariables disponibles, el tamaño del efecto se mantuvo significativo para ambos modelos [β = 0.080 (0.065, 0.094) y β = 0.078 (0.053, 0.102), respectivamente]. No se encontró evidencia de sesgo de publicación. La etnicidad fue un moderador estadísticamente significativo para los modelos de efectos fijos (P ≤ 0.011) pero no para los modelos de efectos aleatorios. Los análisis estratificados indicaron que el efecto fue mayor entre los blancos, intermedio entre los asiáticos y no significativo entre los hispanos. La discusión se centra en las implicaciones de dichos hallazgos para los debates actuales sobre los efectos de los videojuegos violentos en la agresión física.
Se ha desarrollado una controversia sobre la relación del juego violento de videojuegos y la agresión (1–4). Mientras que la mayoría de los que realizan investigaciones sobre este tema argumentan que jugar tales juegos aumenta el comportamiento agresivo, una minoría vocal ha argumentado que la relación entre el juego y el comportamiento agresivo del mundo real es, en el mejor de los casos, exagerada y, en el peor, falsa. La controversia ha tenido importantes implicaciones en el mundo real. En 2011, la Corte Suprema de los Estados Unidos anuló un estatuto de California diseñado para limitar las compras y el alquiler de videojuegos extremadamente violentos por parte de niños (5). La opinión de la mayoría expresó escepticismo sobre la importancia de los efectos de los videojuegos violentos, comparándolos con un "pasatiempo inofensivo" (5).
Juego violento de videojuegos y agresión
El caso de que el juego violento de videojuegos aumenta el comportamiento agresivo ha sido realizado con más fuerza por Anderson et al. (6; ver también refs. 7 y 8). Específicamente, estos autores realizaron un metaanálisis exhaustivo de la literatura sobre el impacto de los videojuegos violentos en seis categorías de respuesta agresiva: cognición, afecto, excitación, empatía / sensibilización a la violencia, comportamiento agresivo manifiesto y comportamiento prosocial manifiesto. Su metaanálisis examinó los efectos de más de los informes de investigación de 130 basados en más de los participantes de 130,000. Sobre la base de estos análisis, los autores concluyeron que el juego violento de videojuegos se asocia positivamente con el comportamiento agresivo, la cognición agresiva y el afecto agresivo, así como también se asocia negativamente con la empatía por las víctimas de la violencia y con el comportamiento prosocial. Además, los autores concluyeron que estos efectos son estadísticamente confiables en los estudios experimentales, transversales y longitudinales, que se observan a través de culturas, géneros y tipos de juegos (p. Ej., Perspectivas de primera y tercera persona; objetivos humanos vs. objetivos no humanos). cuarto), y que los estudios metodológicamente superiores tendieron a producir efectos más grandes. Un metaanálisis más reciente de Greitemeyer y Mügge (9) llegó a conclusiones similares.
Aunque aclamado por algunos como una demostración concluyente de un vínculo entre el juego violento de videojuegos y la agresión (7), el de Anderson et al. (6) el metaanálisis no disminuyó el escepticismo entre una minoría vocal de investigadores (10). En una amplia gama de artículos, Ferguson (2, 11–16) ha formulado cuatro críticas en investigaciones que pretenden demostrar que la violencia en los videojuegos (VGV) aumenta la agresión en el mundo real: (i) muchos estudios que apoyan este enlace utilizan medidas de "agresión no grave" (por ejemplo, accesibilidad de palabras relacionadas con la agresión, sentimientos relacionados con la agresión) que inflan las estimaciones del tamaño del efecto; (ii) muchos estudios no incluyen covariables importantes como controles estadísticos y, por lo tanto, cualquier efecto observado puede ser una consecuencia falsa de relaciones de tercera variable; (iii) existe un sesgo para publicar estudios que apoyen un enlace VGV → agresión en lugar de aquellos que informan un efecto nulo; yiv) incluso si uno acepta la existencia de una relación VGV → agresión, el tamaño del efecto estimado que se informa típicamente es extremadamente débil. A pesar de que Anderson y sus colegas han refutado vigorosamente estos argumentos (8), Ferguson y sus colegas han seguido defendiendo su crítica (2, 15, 17, 18). Con respecto a las críticas planteadas por Ferguson et al. (19–21), cabe destacar que estos investigadores han realizado tres estudios longitudinales rigurosos que no han encontrado una relación significativa entre el juego violento de videojuegos y la agresión. Atribuyen estos defectos en parte a: (i) usando medidas de agresión “seria” (por ejemplo, agresión física manifiesta), y (ii) Incluyendo las covariables de control apropiadas.
Etnicidad y juego
Existe evidencia que respalda el potencial de la etnicidad y la cultura para moderar los efectos del VGV. Anderson et al. (6) notaron en su metaanálisis del comportamiento agresivo en diseños longitudinales que el efecto VGV fue algo mayor en las culturas occidental que oriental y esta diferencia se acercó a la significación estadística (P = 0.07). Al mismo tiempo, en estas comparaciones, las diferencias culturales se confundieron con la variación en los diseños de investigación, por lo que "no estaba claro si la diferencia debía atribuirse a las diferencias culturales en la vulnerabilidad o al uso de diferentes medidas" (6).
Ferguson corroboró el potencial de la etnicidad para moderar los efectos de la exposición a los videojuegos en la agresión (15) en su propio metaanálisis reciente. En ese trabajo, Ferguson encontró una asociación estadísticamente significativa entre la exposición a los videojuegos y el comportamiento agresivo entre los estudios que usaron muestras occidentales, pero esta relación no fue significativa entre los estudios que usaron muestras asiáticas o hispanas. Debido a que estos hallazgos metaanalíticos se basaron en estudios que midieron la exposición a todos los videojuegos (en lugar de centrarse en juegos violentos), es posible que los resultados no respondan a las preguntas sobre los efectos del VGV per se, pero sí apoyan la visión de la etnicidad como un moderador potencial de resultados agresivos.
Metaanálisis de Investigación Longitudinal en VGV y Comportamiento Agresivo
La presente revisión tiene como objetivo abordar los cuatro argumentos descritos anteriormente que se han formulado en contra de una relación entre el VGV y la agresión, y reevaluar la evidencia de la etnicidad como moderador de esta relación. Al revisar la literatura, nos centramos en lo que consideramos que proporciona la prueba más rigurosa y apropiada del videojuego violento → hipótesis de agresión: diseños longitudinales que examinan la asociación de videojuegos violentos en un momento dado con agresión física manifiesta en un momento posterior Punto en el tiempo, mientras covaria la agresión previa. Al enfocarnos en la agresión física manifiesta, evitamos la crítica de que otras medidas no serias de agresión inflan falsamente el tamaño del efecto visto en la literatura. Al realizar un metaanálisis, podemos estimar el tamaño promedio, la confiabilidad estadística y la heterogeneidad de los efectos en la literatura. Esto nos permite examinar el grado en que esas estimaciones varían en función de (i) las covariables estadísticas incluidas por los investigadores individuales y (ii) La cultura / etnicidad del participante. Finalmente, se buscaron pruebas de sesgo de publicación utilizando una variedad de métodos.
Métodos
Estudio de recuperación y selección.
Buscamos en las bases de datos electrónicas PsycInfo, PubMed, Web of Science y ERIC utilizando combinaciones de palabras clave asociadas con juegos de video (video gam * O videogam * O computer gam * OR electronic gam *), diseños longitudinales (longitudinal O prospective), y Comportamiento agresivo (agresividad * o violen * o delinquen *). La búsqueda incluyó artículos publicados hasta abril 1, 2017. Los estudios de cualquier país fueron elegibles para su inclusión, y los publicados en otros idiomas además del inglés fueron elegibles para su inclusión siempre y cuando pudieran ser traducidos al inglés. Los artículos, disertaciones y capítulos de libros fueron elegibles para su inclusión, independientemente de si se publicaron o no se publicaron.
Para ser elegible para su inclusión en el metaanálisis, los estudios deben haber medido la exposición violenta de los videojuegos y la agresión física en un momento determinado y medir la agresión física al menos 3 wk más tarde. Debido a que la relación de interés es específica a un subconjunto de videojuegos con contenido violento o maduro, los estudios se excluyeron si evaluaron la exposición total a los videojuegos (en lugar de estar expuestos a juegos violentos o con calificación madura) o si evaluaron la exposición a películas violentas o Medios distintos de los videojuegos. Solo se incluyeron los estudios que midieron la agresión física manifiesta en el mundo real, en base a la perspectiva de que los juegos de video inducen cambios en la cognición (por ejemplo, actitudes, sesgos atribucionales), emociones (por ejemplo, hostilidad, desensibilización emocional), sentimientos (por ejemplo, empáticos). preocupación), y la excitación son principalmente importantes en la medida en que aclaran procesos psicológicos que pueden servir como mediadores para un efecto de comportamiento establecido. Los autoinformes de comportamiento agresivo en el mundo real fueron medidas de agresión aceptables, al igual que calificaciones similares proporcionadas por padres, maestros o compañeros. Los informes que utilizan escenarios hipotéticos e informes restringidos a la agresión verbal no se consideraron medidas aceptables. Finalmente, la búsqueda se restringió a diseños longitudinales, dada su fuerza para reducir la plausibilidad de la causalidad inversa. Aunque restringe la revisión a estudios longitudinales del mundo real, la agresión física manifiesta no excluye los estudios que usan diseños experimentales, elimina de consideración aquellos experimentos basados en laboratorio cuyos efectos pueden ser criticados por implicar solo efectos temporales en el comportamiento. Se estableció contacto con cada grupo de autores de los estudios resultantes para consultar cualquier información que pudieran tener sobre otros estudios longitudinales publicados o no publicados sobre juegos de video y agresiones.
Para todos los estudios, la estimación del tamaño del efecto utilizada fue el coeficiente de regresión estandarizado asociado con el juego violento de videojuegos y la subsiguiente agresión física, calculada mientras se incluye la agresión previa como covariable. Se prefirió esta estimación en lugar de una correlación de orden cero porque caracteriza mejor la relación de interés, es decir, el vínculo entre la exposición violenta de videojuegos y el cambio subsiguiente en la agresión, lo que requiere que se tome en cuenta la agresión previa. Además, en la medida en que los investigadores incluyeron covariables más allá del juego violento de videojuegos y la agresión previa en sus efectos originalmente publicados, contactamos con cada equipo de investigación y solicitamos que nos suministraran el coeficiente de regresión estandarizado asociado con el juego violento de videojuegos de referencia cuando se utilizaron para predecir agresión física mientras covarying:i) solo la agresión física basal y (ii) Agresión física de base y género.
Análisis estadístico.
Se estimaron los efectos globales y la heterogeneidad en los tamaños del efecto mediante el uso de modelos metaanalíticos de efectos fijos y de efectos aleatorios. Luego evaluamos si parte de la heterogeneidad observada era predecible a partir de tres características identificables del estudio: grupo étnico participante mayoritario, edad promedio de los participantes al inicio del estudio y retraso temporal en la medición de la agresión. Finalmente, realizamos los análisis de sesgo de publicación descritos en detalle a continuación. Utilizamos tanto SPSS v20 como el paquete R "meta" (22) para llevar a cabo metaanálisis y análisis de sesgo de publicación.
Resultados
Resultados de la búsqueda de literatura.
En última instancia, nuestra búsqueda arrojó estudios de 24 (19–21, 23–40) (Tabla 1), de los cuales solo 5 apareció en el metaanálisis anterior de Anderson et al. (6) y 8 de los cuales aparecieron en un metaanálisis más reciente de Greitemeyer y Mügge (9). Estos estudios incluyeron a más de 17,000 participantes de una amplia variedad de países (Austria, Canadá, Alemania, Japón, Malasia, los Países Bajos, Singapur y los Estados Unidos). La edad promedio de los participantes varió de 8.9 a 19.3 y, y el retardo longitudinal varió de 3 mo a poco más de 4 y. La gran mayoría de estos estudios midieron el juego violento de videojuegos y el comportamiento agresivo en un punto inicial en el tiempo y luego utilizaron ambas medidas para predecir el comportamiento agresivo posterior en un análisis de regresión simultánea (o análisis de trayectoria o modelo de ecuación estructural) al tiempo que incluyen una variedad de controles. covariables. Todos los estudios midieron la exposición a videojuegos violentos en lugar de manipularlos experimentalmente.
Tabla 1.
Estudios longitudinales sobre VGV y agresividad.
| Escritores | Año | Nacionalidad | Etnia principal | Medida de agresión física. | n | Edad media T1* | Retraso (años) | Covariables distintas de la agresión inicial | ||
| Ninguna | Género | Todos | ||||||||
| Adachi y Willoughby (23) | 2016 | canadiense | Blanco | Agresión directa (física y verbal). | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | Japonés | Asiático | Rasgo de la agresión física. | 181 | ∼13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | Japonés | Asiático | Agresión física en el último mes. | 1,050 | ∼15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | American | Blanco | Índice de maestros, compañeros y autoinformes, año escolar actual | 364 | ∼10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | Alemán | Blanco | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, dos ítems) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | Alemán | Blanco | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, dos ítems) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo26) | 2010 | American | Blanco | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, cinco ítems) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | American | Hispano | Lista de verificación de comportamiento infantil Informe personal de jóvenes, agresión, niño (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et al. (21)‡ | 2012 | American | Hispano | Lista de verificación de comportamiento infantil Informe personal de jóvenes, agresión, niño (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et al. (20)‡ | 2013 | American | Hispano | Lista de verificación de comportamiento infantil Informe personal de jóvenes, agresión, niño (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et al. (27) | 2016 | Holandés | Blanco | Agresión física | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | American | Blanco | Peleas autoinformadas, calificación del maestro de agresión física | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Singapur | Asiático | Seis artículos que evalúan la agresión física. | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer y Sagiogluo (30) | 2017 | American | Blanco | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, dos ítems) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner y Strohmeier (31) | 2015 | austriaco | Blanco | Violencia personal | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf, et al. (32) | 2008 | Alemán | Blanco | Violencia de estudiantes | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al. (33) | 2014 | American | Blanco | Golpear a miembros no familiares, enviados a la oficina de la escuela para pelear. | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Submuestra 1 | Blanco | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Submuestra 2 | Hispano | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Submuestra 3 | Asiático | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | Alemán | Blanco | Auto-reportado (cinco artículos) y reportado por el maestro (un artículo) agresión física | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Holandés | Blanco | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, siete ítems) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller y Krahé (36)†,‡ | 2009 | Alemán | Blanco | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, siete ítems) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al. (37)† | 2008 | Japonés | Asiático | Cuestionario de agresión de Buss & Perry (físico, seis ítems) | 498 | ∼10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | Alemán | Blanco | "Agresión-inclinación" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | Alemán | Blanco | Nominación de los compañeros, calificación del profesor: variable latente | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | canadiense | Blanco | Agresión directa (manifiesta). El efecto se relaciona con el juego violento y sostenido del videojuego 9 – 12 con una pendiente agresiva | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Nota: von Salisch et al. (39) usó solo nominaciones de compañeros y calificaciones de maestros para medir la agresión; Todos los otros estudios incluyeron mediciones autoinformadas de agresión.
Tabla 1 resume las principales características de estos estudios, incluida la nacionalidad del participante y nuestra clasificación de los participantes como representantes de tres grupos étnicos principales: blanco, hispano y asiático. Además, la tabla incluye una breve descripción de la medida de agresión física utilizada, la edad promedio de los participantes en el momento basal, el tiempo transcurrido hasta la evaluación de la agresión física subsiguiente y las estimaciones del tamaño del efecto sin covariables distintas de la agresión inicial, con la agresión inicial y el género. y con todas las covariables incluidas en el informe original.
Análisis básicos.
Estimaciones del tamaño del efecto utilizando solo el retraso autorregresivo como covariable.
Para todos menos uno de los conjuntos de datos, pudimos obtener estimaciones del coeficiente de regresión estandarizado asociando solo el juego violento inicial de videojuegos con la agresión física subsiguiente, covarying la agresión física inicial (Tabla 1). Un metaanálisis de efectos fijos produjo un coeficiente promedio de β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001 y un estadístico Q, χ2(22) = 61.820, P <0.001, que indica heterogeneidad significativa. Un metaanálisis de efectos aleatorios de Hedges-Vevea arrojó estimaciones de tamaño del efecto similares, β = 0.106, IC del 95% = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 y un estadístico Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, lo que indica heterogeneidad no significativa.
Estimaciones del tamaño del efecto utilizando el retraso autorregresivo más las covariables.
Se realizaron análisis posteriores que involucraban estimaciones ajustadas para todas las covariables utilizadas en los resultados informados originalmente por 24. La mayoría de los estudios informaron estimaciones positivas que indican que el juego violento de videojuegos se asoció con aumentos a lo largo del tiempo en la agresión física que controla la agresión previa y todas las demás covariables.
Un metaanálisis de efectos fijos produjo un coeficiente promedio de β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001 y un estadístico Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (lo que indica heterogeneidad significativa). Un análisis de efectos aleatorios de Hedges-Vevea arrojó estimaciones similares del tamaño del efecto, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 y un estadístico Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, lo que indica heterogeneidad no significativa. (Los resultados de los análisis que incluyeron tanto el retraso autorregresivo como el género como las covariables se ubicaron entre las estimaciones de estos dos análisis. Están disponibles a través de los autores a solicitud).
El sesgo de publicación.
Se realizaron tres análisis para evaluar el posible sesgo de publicación, ninguno de los cuales encontró evidencia de sobreestimación del efecto en la literatura. Rosenthal a prueba de fallas n las estimaciones indicaron que, por encima de los hallazgos nulos de 700, serían necesarios para poner en peligro la conclusión de que existe una relación longitudinal positiva entre el juego violento de un videojuego y la agresión física (las estimaciones se basan únicamente en la covariación del retraso autoregresivo de la agresión, Fail-Safe n = 1,334; estimaciones utilizando todas las covariables, Fail-Safe n = 723). El Begg y el Mazumdar (41) correlación de rangos τ-b no fue significativo para el modelo de efectos aleatorios que solo incluyó el retraso autorregresivo de la agresión previa, τ-b = −0.269, P = 0.072, y el modelo que incluía todas las covariables, τ-b = −0.033, P = 0.823. Finalmente, un análisis de corte y relleno (42, 43) aplicado a estos datos no agregó ningún efecto a la distribución, una vez más, lo que indica una falta de sesgo de publicación.
Análisis del moderador.
Para explorar los posibles moderadores de estos efectos observados, examinamos la variación en las estimaciones del tamaño del efecto asociadas a tres características del estudio: etnicidad del participante, edad y tiempo entre las mediciones de la agresión.
Etnicidad
Se realizaron análisis de moderadores para probar la variación en el tamaño del efecto en función de la etnia participante. En todos los casos excepto en uno, los estudios se clasificaron según la etnia predominante de la muestra: blanca, hispana o asiática (Tabla 1). En el caso del estudio de Hull et al. (33) fue posible calcular el tamaño del efecto por separado para cada una de estas categorías étnicas en función de la autoidentificación de cada participante. Aunque todos los otros análisis utilizaron las estimaciones del tamaño del efecto global de Hull et al. muestra total (n = 2,723), los análisis que probaron el efecto moderador de la etnicidad involucraron los tamaños de efectos específicos asociados con cada uno de los tres Hull et al. submuestras: blanco (n = 1,831), Hispano (n = 442), e asiático / isleño del Pacífico (n = 49).
Un análisis de moderador de efectos fijos utilizando las tres categorías étnicas en Tabla 1 aplicadas a las estimaciones de “solo retraso autorregresivo” produjeron un efecto moderador significativo,2(2) = 13.658, P = 0.001. Los análisis separados indicaron que el efecto fue mayor entre los participantes blancos, intermedio entre los participantes asiáticos y más pequeño entre los participantes hispanos (ver para estimaciones dentro de cada grupo, además de las estimaciones generales basadas en estas muestras de estudio). El análisis del moderador de efectos fijos utilizando dos categorías étnicas de hispanos frente a no hispanos también produjo un efecto moderador significativo,2(1) = 6.820, P = 0.009. Tanto la comparación del moderador de los efectos aleatorios de tres etnias como la comparación de los efectos aleatorios de las muestras hispanas frente a las no hispanas se acercaron a la importancia, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077, y χ2(1) = 3.745, P = 0.053, respectivamente].
Coeficientes de regresión estandarizados (β) que asocian la línea de base al juego violento de videojuegos con la agresión física subsiguiente, incluido un retraso autorregresivo para la agresión y se basan en los datos seleccionados para los análisis de moderadores étnicos. El tamaño de efecto estimado β (ES; cuadrado) y el intervalo de confianza del% de 95 (IC; líneas) se muestran para todos los efectos ingresados en el metaanálisis (19–21, 23–31, 33–40). Los diamantes representan media ponderada metaanalíticamente β. Los porcentajes de peso para los modelos de efectos fijos y de efectos aleatorios se etiquetan como W (corregir) y W (rand), respectivamente. Para estudios con múltiples muestras independientes, el resultado para cada muestra se informa por separado y se numeran como 1, 2 o 3.
Un análisis de moderador de efectos fijos utilizando tres categorías étnicas aplicadas a las estimaciones de "todas las covariables" arrojó un efecto moderador significativo,2(2) = 9.059, P = 0.011, de la misma forma que se observó anteriormente. En este caso, ni la comparación del moderador de efectos aleatorios de tres etnias,2(2) = 3.915, P = 0.141, ni la comparación entre hispanos y no hispanos, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, alcanzó significación estadística.
Retraso del tiempo
Un análisis de moderador de efectos fijos utilizando tres categorías de retardo de tiempo (menos de 1 y, 1 y, más de 1 y) aplicadas a las estimaciones de “solo retardo autorregresivo” produjo un efecto moderador significativo,2(2) = 14.218, P <0.001. Los análisis separados indicaron que el efecto fue mayor en los estudios con un retraso de más de 1 año, β = 0.157, IC del 95% = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 y menor en estudios con un retraso igual a 1 año, β = 0.094, IC del 95% = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001, o menos de 1 año, β = 0.095, IC del 95% = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Un análisis moderador de efectos aleatorios no alcanzó los niveles convencionales de significancia, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Años.
Un análisis de moderador de efectos fijos utilizando dos categorías de edad (edad 12 y menor, edad 13 y mayor) produjo un efecto moderador que se acercó a la importancia, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Los análisis separados indicaron que el efecto fue ligeramente mayor en los estudios que examinaron los efectos en niños mayores, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, que aquellos con niños más pequeños, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Un análisis moderador de efectos aleatorios no alcanzó los niveles convencionales de significancia, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Discusión
Los investigadores se han dividido con respecto a la cuestión de si los videojuegos violentos están o no asociados con aumentos posteriores en la agresión física. Aunque la mayoría de los investigadores han argumentado a favor de tal asociación, una minoría vocal ha afirmado que la evidencia existente es defectuosa en múltiples aspectos. Nuestros resultados hablan de tres de las cuatro críticas específicas de esta literatura descritas anteriormente.
Primero, para abordar la crítica de que muchos estudios existentes utilizaron medidas de agresión “no serias” (p. Ej., Cogniciones o afectos agresivos), limitamos nuestro metaanálisis a estudios que midieron los cambios en la agresión física manifiesta en el transcurso de meses o años. Nuestros resultados demostraron un efecto metaanalítico confiable en estudios longitudinales, incluso al controlar los niveles de referencia de la agresión física, lo que sugiere que los efectos de los videojuegos violentos se extienden a conductas significativas en el mundo real.
En segundo lugar, para abordar los argumentos de que las estimaciones de este efecto fueron falsas debido a que no se incluyeron controles estadísticos adecuados, primero realizamos nuestros análisis con la agresión inicial como la única covariable y nuevamente con todas las covariables incluidas originalmente en cada estudio. Los resultados mostraron que la inclusión de covariables parece tener solo un impacto menor en la asociación estimada del juego y la agresión. De hecho, para dos de los tres estudios informados por Ferguson et al. (20, 21), la inclusión de sus covariables preferidas aumentó ligeramente el tamaño de la asociación (Tabla 1).
En tercer lugar, mientras que los metaanálisis existentes han sido criticados por no tener en cuenta el potencial de sesgo de publicación, no observamos pruebas de que los estudios con tamaños de efecto nulo o negativo hayan estado subrepresentados en la literatura, a pesar de utilizar tres enfoques analíticos diferentes para evaluar el sesgo de publicación. Es importante destacar que los enfoques analíticos utilizados para llegar a esta conclusión han demostrado poseer cualidades complementarias: la técnica de ajuste y relleno tiene un alto poder estadístico pero una alta tasa de error de tipo I, mientras que la prueba de correlación de rango de Begg y Mazumdar tiene un poder más bajo pero prácticamente no produce errores de tipo I (44). El hecho de que ambas pruebas lleguen a la misma conclusión sugiere que los resultados son confiables.
Con respecto a la cuarta crítica, centrada en el tamaño de estos efectos, nuestro metaanálisis arrojó un tamaño de efecto modesto de ≈0.11 cuando no se incluyeron covariables adicionales. Ferguson y sus colegas han observado que un coeficiente de regresión de 0.10 se asocia con solo el 1% de la varianza en el resultado y concluyó que esto es tan pequeño que no tiene sentido. Sin embargo, otros contrarrestaron que los coeficientes de regresión al cuadrado proporcionan una métrica menos apropiada para juzgar la importancia práctica de los efectos en comparación con las estimaciones de riesgo relativo (1, 45). De hecho, Rosenthal (45) argumentó que la confianza en r2 Los valores para interpretar los tamaños de los efectos son particularmente problemáticos en el contexto del estudio de conductas antisociales, como la agresión, que establece que "nuestra capacidad para predecir y controlar la conducta antisocial no es en absoluto trivial en términos prácticos, a pesar de que aparentemente son pequeños. r2s obtenido en la mayoría de los estudios ”(45). Independientemente de la definición subjetiva de un tamaño de efecto significativo, está claro que existe un efecto estadísticamente significativo y confiable en la literatura.
Aunque nuestro estudio apoya una visión escéptica de las críticas mencionadas de la literatura sobre el VGV y la agresión, nuestros resultados ofrecen una posible explicación alternativa para las diferentes conclusiones alcanzadas por los investigadores en los lados opuestos del debate. Específicamente, encontramos evidencia de que el efecto de la VGV en la agresión está moderado por la etnicidad de la muestra, con los participantes blancos que muestran el efecto más fuerte y los participantes hispanos que no muestran efectos significativos. Los efectos para los participantes asiáticos cayeron entre los de los otros dos grupos.
La posibilidad de que los efectos de los videojuegos violentos en la agresión sean moderados por el origen étnico se planteó en un metaanálisis previo de Anderson et al. (6) que incluía muestras occidentales y asiáticas (pero no hispanas). Al mismo tiempo, estos autores encontraron que:i) el efecto moderador de la etnicidad solo se acercó a los niveles convencionales de significación y (ii) no se pudo separar de la variación en la metodología de investigación. Un posterior metaanálisis de Ferguson (15) replicó y amplió este hallazgo al mostrar que los efectos de los videojuegos estaban presentes entre las muestras occidentales pero no asiáticas o hispanas. Sin embargo, debido a que esos análisis incluyeron estudios de todos los tipos de diseño (incluidos los no longitudinales) y no tuvieron en cuenta el tipo de juego (violento versus no violento) en las mediciones de exposición de los videojuegos de los estudios, los resultados no se refieren directamente a la cuestión de Efectos de VGV en el tiempo.
En contraste, el presente metaanálisis se centró específicamente en los estudios sobre la exposición violenta de videojuegos que utilizaron diseños longitudinales y amplió los hallazgos de Anderson et al. (6) al incluir muchos estudios longitudinales publicados desde entonces y al distinguir hispanos además de muestras blancas y asiáticas. Nuestros resultados mostraron un efecto de moderación estadísticamente significativo de la etnicidad (aunque utilizando estimaciones de efectos fijos), de manera que la asociación más fuerte se observó entre las muestras blancas, una asociación intermedia para las muestras asiáticas y una asociación pequeña y no significativa para las muestras hispanas. Dicho esto, dado el pequeño número de estudios con muestras hispanas, se necesitan claramente más estudios de esta población antes de establecer conclusiones firmes sobre el efecto de los juegos violentos en este grupo.
Incluso si se establecen diferencias entre los grupos étnicos, la pregunta sigue siendo por qué la etnicidad puede moderar la influencia de los videojuegos violentos en el comportamiento agresivo. Anderson et al. (6) elaboraron cinco razones para esperar tamaños de efectos de medios más pequeños en las sociedades orientales que en las occidentales. Específicamente, discuten las diferencias interculturales en: (i) cómo se contextualiza la violencia en los medios de comunicación; (ii) la medida en que las personas asisten al contexto situacional de la acción; (iii) el significado, la experiencia y el procesamiento de las emociones; (iv) el contexto público-privado en el que se juegan típicamente los videojuegos; yv) Las redes sociales de los gamers. A estas razones, agregaríamos variaciones entre las culturas en el sentido de ser un perpetrador y una víctima de la agresión. Desde esta perspectiva, las culturas que promueven la responsabilidad social y la empatía hacia las víctimas de la violencia pueden disminuir los efectos del juego violento al hacer que los individuos se alejen psicológicamente de su agresión virtual y de sus implicaciones para sus valores personales y su comportamiento en el mundo real. Por el contrario, las culturas que promueven un individualismo robusto y una mentalidad de guerrero pueden llevar a los individuos a identificarse con el rol de agresor y desalentar la compasión por sus víctimas virtuales, con consecuencias para sus valores y comportamiento fuera del juego.
Con respecto a tal explicación de la moderación basada en el origen étnico del efecto de VGV en la agresión observada en el metaanálisis actual, Anderson et al. (6) descubrieron que la cultura moderaba el impacto del juego violento de los videojuegos sobre la desensibilización a la violencia y la empatía, de modo que los participantes de las culturas occidentales mostraron una mayor desensibilización y mayores disminuciones en la empatía que los de las culturas orientales. Los hallazgos de Ramos et al. (46) sugieren que, al igual que los de las culturas orientales, los participantes hispanos parecen mantener la empatía por las víctimas frente a las descripciones de la violencia en los medios de comunicación. Con respecto a la desensibilización y la disminución de la empatía como causa del impacto del VGV en la agresión posterior, Bartholow et al. (47) encontró que la empatía medió el impacto de VGV en la agresión en un diseño experimental. Al mismo tiempo, mientras que la empatía por la víctima de VGV puede disminuir la agresión posterior, la empatía por los perpetradores puede aumentar la agresión posterior al motivar la justificación de sus acciones (por ejemplo, refs. 48 y 49). Obviamente, aunque nuestra explicación es consistente con una variedad de hallazgos empíricos, se necesita investigación adicional para establecer la empatía como un mediador plausible de la influencia moderada observada de la etnicidad en la agresión en el metaanálisis actual.
Conclusión
Sobre la base de este metaanálisis, llegamos a la conclusión de que jugar videojuegos violentos se asocia con mayores niveles de agresión física manifiesta a lo largo del tiempo, después de explicar la agresión previa. Estos hallazgos apoyan la afirmación general de que el juego violento de videojuegos está asociado con aumentos en la agresión física a lo largo del tiempo. Además, los resultados hablan de tres críticas específicas de esta literatura al demostrar: (i) que el juego violento de videojuegos está asociado con aumentos en las medidas de comportamiento agresivo grave (es decir, manifiesta, agresión física), (ii) que las estimaciones de este efecto solo disminuyen ligeramente al incluir las covariables estadísticas, y (iii) al no encontrar evidencia de sesgo de publicación.
Los resultados sugieren además que el efecto VGV en la agresión puede ser moderado por la muestra de etnicidad, de modo que se observa con mayor intensidad entre los participantes blancos, se observa con menos fuerza pero de manera confiable entre los participantes asiáticos, y de manera poco confiable entre los participantes hispanos. Además, los diseños que implican retrasos más prolongados parecen estar asociados con efectos más grandes, un hallazgo consistente con las observaciones en estudios de ondas múltiples (p. Ej., Ref. 33).
En resumen, los resultados de nuestro metaanálisis plantean serios desafíos a varias críticas importantes de la literatura que vincula el VGV y la agresión física, y ofrecen una explicación simple de los hallazgos inconsistentes de los investigadores en los lados opuestos del debate. Esperamos que estos hallazgos ayuden al campo a superar la cuestión de si los videojuegos violentos aumentan el comportamiento agresivo y hacia preguntas sobre por qué, cuándo y para quién tienen esos efectos.
Notas a pie de página
Los autores declaran no tener conflicto de intereses.
Este artículo es un envío directo PNAS.
Este documento es el resultado del Coloquio Arthur M. Sackler de la Academia Nacional de Ciencias, “Medios digitales y mentes en desarrollo”, celebrado en octubre 14 – 16, 2015, en el Centro Arnold y Mabel Beckman de las Academias Nacionales de Ciencias e Ingeniería en Irvine CA El programa completo y las grabaciones de video de la mayoría de las presentaciones están disponibles en el sitio web de NAS en www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
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