Abstrakti
Videopeliväkivallan (VGV) vaikutuksen aggressiiviseen käyttäytymiseen selventämiseksi ja kvantifioimiseksi suoritimme metaanalyysin kaikista tähän mennessä tehdyistä mahdollisista tutkimuksista, joissa arvioitiin suhdetta VGV-altistumisen ja sitä seuraavan avoimen fyysisen aggression välillä. Hakustrategia tunnisti 24-tutkimukset yli 17,000-osallistujien kanssa ja viiveet vaihtelivat 3 kuukaudesta 4 vuoteen. Näytteet koostuivat eri kansallisuuksista ja etnisistä ryhmistä, joiden keski-ikä oli 9 - 19 vuotta. Jokaista tutkimusta varten saatiin standardoitu regressiokerroin VGV: n mahdolliselle vaikutukselle myöhempään aggressioon, kontrolloiden lähtötason aggressiota. VGV liittyi aggressioon käyttämällä sekä kiinteitä [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] että satunnaistehostemalleja [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Kun kaikki saatavilla olevat muuttujat otettiin mukaan, vaikutuksen koko pysyi merkittävänä molemmilla malleilla [β = 0.080 (0.065, 0.094) ja β = 0.078 (0.053, 0.102), vastaavasti]. Mitään todisteita julkaisun puolueellisuudesta ei löytynyt. Etnisyys oli tilastollisesti merkitsevä moderaattori kiinteiden efektien malleissa (P ≤ 0.011), mutta ei satunnaisvaikutusmalleissa. Stratifioidut analyysit osoittivat, että vaikutus oli suurin valkoisilla, keskimäärin aasialaisilla ja merkityksetöntä latinalaisamerikoilla. Keskustelu keskittyy tällaisten havaintojen vaikutuksiin nykyisissä keskusteluissa, jotka koskevat väkivaltaisten videopelien vaikutuksia fyysiseen aggressioon.
Väkivaltaisen videopelien ja aggression suhteesta on kehittynyt kiista (1-4). Vaikka suurin osa tätä aihetta tutkivista väittää, että tällaisten pelien pelaaminen lisää aggressiivista käyttäytymistä, ääni vähemmistö on väittänyt, että pelin ja reaalimaailman aggressiivisen käyttäytymisen välinen suhde on parhaimmillaan yliarvioitu ja pahimmassa mielessä vääriä. Kiistalla on ollut merkittäviä vaikutuksia todelliseen maailmaan. Yhdysvaltain korkein oikeus antoi 2011-päätöksessä Kalifornian lain, jonka tarkoituksena oli rajoittaa lasten ostamia ja vuokraamia erittäin väkivaltaisia videopelejä (5). Suurimman osan mielipiteessä ilmaistiin epäilyksiä väkivaltaisten videopelien vaikutusten tärkeydestä ja verrattiin niitä "vaarattomaan ajanviettoon" (5).
Väkivaltainen videopelien pelaaminen ja aggressio
Tapauksen, jossa väkivaltainen videopeli lisää aggressiivista käyttäytymistä, ovat tehneet Anderson et al. (6; katso myös viitteet. 7 ja 8). Erityisesti nämä kirjoittajat tekivät kattavan metaanalyysin väkivaltaisten videopelien vaikutuksista kuuteen aggressiivisen reaktion luokkaan: kognitio, vaikutus, kiihottuminen, empatia / väkivallan herkistäminen, avoin aggressiivinen käyttäytyminen ja avoin prososiaalinen käyttäytyminen. Heidän metaanalyysissä tutkittiin yli 130-tutkimusraporttien vaikutuksia, jotka perustuvat yli 130,000-osallistujiin. Näiden analyysien perusteella kirjoittajat päättelivät, että väkivaltaiseen videopelien toisiinsa liittyy positiivisesti aggressiivinen käyttäytyminen, aggressiivinen kognitio ja aggressiivinen vaikutus, samoin kuin negatiivinen yhteys väkivallan uhrien empatiaan ja prososiaaliseen käyttäytymiseen. Lisäksi kirjoittajat päättelivät, että nämä vaikutukset ovat tilastollisesti luotettavia kokeellisissa, poikkileikkauksellisissa ja pitkittäisissä tutkimuksissa, ja niitä havaitaan kulttuureissa, sukupuolella ja pelityypeissä (esim. Ensimmäinen vs. kolmas henkilö näkökulmasta; ihminen vs. ei-inhimilliset kohteet; ja myöhemmin), ja että metodologisesti paremmilla tutkimuksilla oli taipumus antaa suurempia vaikutuksia. Greitemeyerin ja Müggen uudempi metaanalyysi (9) tuli samoihin johtopäätöksiin.
Jotkut ovatkin sitä kiitelleet osoittaneet vakuuttavasti yhteyden väkivaltaisen videopelien ja aggression välillä (7), Anderson et ai. (6) metaanalyysi ei vähentänyt skeptisyyttä tutkijoiden ääni vähemmistön keskuudessa (10). Monissa artikkeleissa Ferguson (2, 11-16) on arvioinut neljä kritiikkiä tutkimuksessa, jonka tarkoituksena on osoittaa, että videopeliväkivalta (VGV) lisää reaalimaailman aggressiota: (i) monet tutkimukset, jotka tukevat tällaista yhteyttä, käyttävät ”epämiellyttävän aggression” toimenpiteitä (esim. aggressioon liittyvien sanojen saatavuus, aggressioon liittyvät tunteet), jotka lisäävät vaikutuksen kokoarvioita; (ii) monet tutkimukset eivät sisällä tärkeitä muuttujia tilastollisina kontrolleina, joten havaitut vaikutukset voivat olla kolmansien muuttuvien suhteiden vääriä seurauksia; (iii) on harhaa julkaista tutkimuksia, jotka tukevat VGV → aggression-linkkiä, toisin kuin mitätöivillä; ja (iv) vaikka hyväksytään VGV → aggression -suhteen olemassaolo, tyypillisesti ilmoitettu arvioitu vaikutuskoko on erittäin heikko. Huolimatta siitä, että Anderson ja hänen kollegansa ovat kiistäneet nämä väitteet voimakkaasti (8), Ferguson ja hänen kollegansa ovat jatkaneet kritiikkiään (2, 15, 17, 18). Fergusonin et al. Esittämien kritiikoiden suhteen. (19-21), on huomionarvoista, että nämä tutkijat ovat suorittaneet kolme tiukkaa pitkittäistutkimusta, joissa ei ole havaittu merkittävää yhteyttä väkivaltaisen videopelien ja aggression välillä. He omistavat nämä vaikutukset osittain seuraaviin: (i) käyttämällä "vakavan" aggression toimenpiteitä (esim. avointa fyysistä aggressiota) ja (ii) mukaan lukien asianmukaiset kontrollimuuttujat.
Etnisyys ja peli
Jotkut todisteet tukevat etnisyyden ja kulttuurin potentiaalia lieventää VGV-vaikutuksia. Anderson et ai. (6) totesivat pitkittäissuunnitelmien aggressiivisen käyttäytymisen metaanalyysissä, että VGV-vaikutus oli jonkin verran suurempi länsimaisissa kuin itäisissä kulttuureissa ja tämä ero lähestyi tilastollista merkitsevyyttä (P = 0.07). Samanaikaisesti näissä vertailuissa kulttuurierot sekoitettiin tutkimussuunnitelmien vaihteluihin siten, että "oli epäselvää, pitäisikö ero johtua haavoittuvuuden kulttuurieroista vai erilaisten toimenpiteiden käytöstä" ()6).
Etnisyyden mahdollisuus lieventää videopelien altistumisen vaikutuksia aggressioon vahvistettiin Fergusonilla (15) hänen äskettäisessä metaanalyysissä. Tässä työssä Ferguson havaitsi tilastollisesti merkittävän yhteyden videopelien altistumisen ja aggressiivisen käyttäytymisen välillä länsimaisia näytteitä käyttäneissä tutkimuksissa, mutta tämä suhde ei ollut merkitsevä Aasian tai latinalaisamerikkalaisia näytteitä käyttäneissä tutkimuksissa. Koska nämä metaanalyyttiset havainnot perustuivat tutkimuksiin, joissa mitattiin kaikkien videopelien altistumista (sen sijaan että keskityttäisiin väkivaltaisiin peleihin), tulokset eivät ehkä puhu kysymyksiin VGV-vaikutuksista sinänsä, mutta ne tukevat näkemystä etnisyydestä mahdollisena moderaattorina aggressiiviset tulokset.
VGV: n ja aggressiivisen käyttäytymisen pitkittäistutkimuksen metaanalyysi
Tämän katsauksen tarkoituksena on käsitellä neljää edellä esitettyä väitettä, jotka on esitetty VGV: n ja aggression välistä suhdetta vastaan, ja arvioida uudelleen todisteita etnisyydestä tämän suhteen moderaattorina. Kirjallisuutta tarkastellessamme keskitymme siihen, minkä pidämme tarjoavan väkivaltaisen videopelin tiukimman ja tarkoituksenmukaisimman testin → aggressiivisuushypoteesi: pitkittäissuunnitelmat, joissa tutkitaan väkivaltaisen videopelien yhdistämistä yhdessä vaiheessa avoimen fyysisen aggression kanssa myöhemmässä vaiheessa tiettyyn aikaan, samalla kun se pakotti aikaisemman aggression. Keskittymällä avoimeen fyysiseen aggressioon vältetään kritiikki, jonka mukaan muut ei-huolelliset aggression toimenpiteet paisuvat väärin kirjallisuudessa havaitun vaikutuksen koon. Suorittamalla metaanalyysi voimme arvioida kirjallisuuden vaikutusten keskimääräisen koon, tilastollisen luotettavuuden ja heterogeenisyyden. Tämän avulla voimme tutkia, missä määrin nämä arviot vaihtelevat (i) yksittäisten tutkijoiden sisällyttämät tilastolliset muuttujat ja (ii) osallistujan kulttuuri / etnisyys. Lopuksi etsimme todisteita julkaisun puolueellisuudesta käyttämällä erilaisia menetelmiä.
Menetelmät
Opintojen haku ja valinta.
Etsimme sähköisistä tietokannoista PsycInfo, PubMed, Web of Science ja ERIC käyttämällä videopelien toistoon liittyvien avainsanojen yhdistelmiä (video gam * TAI videogam * TAI tietokone gam * TAI elektroninen gam *), pitkittäissuunnitelmia (pitkittäiset TAI mahdolliset) ja aggressiivinen käyttäytyminen (aggressiivinen * TAI väkivaltainen * TAI rikollisuus *). Haku sisälsi artikkeleita, jotka julkaistiin huhtikuuhun 1, 2017. Mistä tahansa maasta tulevat tutkimukset olivat kelpoisia sisällyttämiseen, ja muilla kielillä kuin englanniksi julkaistut tutkimukset olivat sisällyttämiskelpoisia, kunhan ne voidaan kääntää englanniksi. Artikkelit, väitöskirjat ja kirjaluvut olivat sisällyttämiskelpoisia riippumatta siitä, julkaistuko ne vai julkaisematta.
Jotta voidaan sisällyttää metaanalyysiin, tutkimuksissa on oltava mitattu väkivaltaisen videopelien altistuminen ja fyysinen aggressio yhdellä hetkellä ja mitattava fyysinen aggressio vähintään 3 viikkoa myöhemmin. Koska mielenkiintoinen suhde on ominaista väkivaltaisella tai kypsällä sisällöllä varustettujen videopelien osajoukolle, tutkimukset suljettiin pois, jos niissä arvioitiin videopelien kokonaisaltistusta (eikä altistumista väkivaltaisille tai kypsille arvioiduille peleille) tai jos arvioitiin altistumista väkivaltaisille elokuville tai muut media kuin videopelit. Vain sellaiset tutkimukset, jotka mittasivat reaalimaailman, avointa fyysistä aggressiota, perustuivat näkemykseen, että videopelien aiheuttamat muutokset kognitiossa (esim. Asenteet, omistajapohjainen puolueellisuus), tunnetiloissa (esim. Vihamielisyys, tunneherkkyys), tunneissa (esim. Empaattinen) huolenaihe) ja kiihottuminen ovat ensisijaisesti tärkeitä siltä osin kuin ne selventävät psykologisia prosesseja, jotka voivat toimia välittäjinä vakiintuneelle käyttäytymisvaikutukselle. Itseraportit reaalimaailman aggressiivisesta käytöksestä olivat hyväksyttäviä aggression toimenpiteitä, samoin kuin vanhempien, opettajien tai ikäisensä antamat vastaavat arviot. Hypoteettisia skenaarioita käyttäviä raportteja ja sanallisiin aggressioihin rajoitettuja raportteja ei pidetty hyväksyttävinä toimenpiteinä. Lopuksi haku rajoitettiin pitkittäissuunnitelmiin, koska niiden vahvuus vähensi käänteisen-syy-yhteyden uskottavuutta. Vaikka rajoittaminen tarkasteluun tosielämän pitkittäistutkimuksiin, avoin fyysinen aggressio ei sulje pois tutkimuksia, joissa käytetään kokeellisia suunnitelmia, se eliminoi tutkimuksesta laboratoriopohjaiset kokeet, joiden vaikutuksia voidaan kritisoida sisältävän vain väliaikaisia vaikutuksia käyttäytymiseen. Jokaiseen tuloksena olevien tutkimusten kirjoittajajoukkoon otettiin yhteyttä tiedustellakseen mahdollisia tietoja muista julkaistuista tai julkaisemattomista pitkittäistutkimuksista videopelien pelaamisesta ja aggressiosta.
Kaikissa tutkimuksissa käytetty vaikutuksen koon arvio oli väkivaltaisten videopelien pelaamiseen ja myöhempään fyysiseen aggressioon liittyvä standardoitu regressiokerroin, joka laskettiin ottaen huomioon aikaisempi aggressio kovariaattorina. Tätä arviota suosittiin nollajärjestyksen korrelaatioon nähden, koska se kuvaa paremmin kiinnostuksen kohteena olevaa suhdetta, nimittäin väkivaltaisen videopelivalotuksen ja sitä seuraavan aggression muutoksen välistä yhteyttä, joka vaatii aiemman aggression huomioon ottamista. Lisäksi siltä osin kuin tutkijat sisällyttivät muuttujat väkivaltaisen videopelien ja aiemman aggression ulkopuolelle alun perin julkaistuihin vaikutuksiin, otimme yhteyttä jokaiseen tutkimusryhmään ja pyysimme, että he toimittaisivat meille standardoidun regressiokertoimen, joka liittyy väkivaltaisen videopelien pelaamiseen, kun niitä käytetään ennustamaan seuraavaa fyysinen aggressio kovaarin aikana: (i) vain fyysinen aggressio ja (ii) fyysinen aggressio ja sukupuoli.
Tilastollinen analyysi.
Arvioimme kokonaisvaikutukset ja vaikutusten koon heterogeenisyyden käyttämällä sekä kiinteiden että satunnaisten vaikutusten metaanalyyttistä mallintaa. Sitten testattiin, oliko osa havaitusta heterogeenisyydestä ennustettavissa kolmesta tunnistettavasta tutkimusominaisuudesta: enemmistön osallistujien etnisyys, osallistujien keskimääräinen ikä tutkimuksen alkaessa ja pitkittäinen viive aggression mittaamisessa. Lopuksi suoritimme julkaisuvirheanalyysit, joita kuvataan yksityiskohtaisesti alla. Käytimme sekä SPSS v20: ää että R-pakettia “meta” (22) suorittaa metaanalyysejä ja julkaisuvirheanalyyseja.
tulokset
Kirjallisuuden hakutulokset.
Viime kädessä hakuimme tuotti 24-tutkimuksia (19-21, 23-40) (Taulukko 1), joista vain 5 esiintyi Andersonin et ai. aikaisemmassa metaanalyysissä. (6) ja 8, joista ilmeni Greitemeyerin ja Müggen tuoreemmassa metaanalyysissä (9). Näihin tutkimuksiin osallistui yli 17,000-osallistujia monista maista (Itävalta, Kanada, Saksa, Japani, Malesia, Alankomaat, Singapore ja Yhdysvallat). Osallistujien keski-ikä vaihteli välillä 8.9 - 19.3 y, ja pitkittäinen aikaviive vaihteli välillä 3 mo - hieman yli 4 y. Suurin osa näistä tutkimuksista mittasi väkivaltaista videopelien pelaamista ja aggressiivista käyttäytymistä alkuvaiheessa ja käytti sitten molempia toimenpiteitä seuraavan aggressiivisen käyttäytymisen ennustamiseen samanaikaisessa regressioanalyysissä (tai polun analysoinnissa tai rakenneyhtälömallissa), sisällyttäen samalla monenlaisia kontrolleja kovariaatit. Kaikissa tutkimuksissa mitattiin altistumista väkivaltaisille videopeleille sen sijaan, että kokeillaan videopelivalotuksen manipulointia.
Taulukko 1.
VGV: n ja aggression pitkittäistutkimukset
| Tekijät | Vuosi | kansalaisuus | Pääasiallinen etnisyys | Fyysisen aggression mitta | n | Keski-ikä T1* | Viive (vuotta) | Muut muuttujat kuin alkuperäinen aggressio | ||
| Ei eristetty | Sukupuoli | Kaikki | ||||||||
| Adachi ja Willoughby (23) | 2016 | kanadalainen | Valkoinen | Suora aggressio (fyysinen ja sanallinen) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson et ai. (24)† | 2008 | Japanilainen | Aasian | Ominaisuus fyysisen aggression asteikolla | 181 | ~13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson et ai. (24)† | 2008 | Japanilainen | Aasian | Fyysinen aggressio viime kuussa | 1,050 | ~15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson et ai. (24)† | 2008 | Amerikkalainen | Valkoinen | Hakemisto opettaja-, vertais- ja itseraporteista, kuluva lukuvuosi | 364 | ~10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et ai. (25) | 2015 | Saksan | Valkoinen | Buss & Perry aggressiivisuuskysely (fyysinen, kaksi tuotetta) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et ai. (25) | 2015 | Saksan | Valkoinen | Buss & Perry aggressiivisuuskysely (fyysinen, kaksi tuotetta) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | Amerikkalainen | Valkoinen | Buss & Perry aggressiivisuuskysely (fyysinen, viisi tuotetta) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | Amerikkalainen | latinalaisamerikkalainen | Lastenkäyttäytymisen tarkistuslista Nuorten omaraportti, aggressio, lapsi (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et ai. (21)‡ | 2012 | Amerikkalainen | latinalaisamerikkalainen | Lastenkäyttäytymisen tarkistuslista Nuorten omaraportti, aggressio, lapsi (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et ai. (20)‡ | 2013 | Amerikkalainen | latinalaisamerikkalainen | Lastenkäyttäytymisen tarkistuslista Nuorten omaraportti, aggressio, lapsi (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et ai. (27) | 2016 | Dutch | Valkoinen | Fyysinen aggressio | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et ai. (28) | 2009 | Amerikkalainen | Valkoinen | Itse ilmoittamat taistelut, fyysisen aggression opettajan arvio | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et ai. (29) | 2014 | Singapore | Aasian | Kuusi kohtaa, joissa arvioitiin fyysistä aggressiota | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer ja Sagiogluo (30) | 2017 | Amerikkalainen | Valkoinen | Buss & Perry aggressiivisuuskysely (fyysinen, kaksi tuotetta) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner ja Strohmeier (31) | 2015 | Itävaltalainen | Valkoinen | Henkilökohtainen väkivalta | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf, et ai. (32) | 2008 | Saksan | Valkoinen | Opiskelijan väkivalta | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et ai. (33) | 2014 | Amerikkalainen | Valkoinen | Lyömällä perheenjäseniä, lähetetään koulutoimistolle taistelemaan | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Osaesimerkki 1 | Valkoinen | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Osaesimerkki 2 | latinalaisamerikkalainen | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Osaesimerkki 3 | Aasian | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et ai. (34)‡ | 2012 | Saksan | Valkoinen | Itseraportoitu (viisi kohdetta) ja opettajan ilmoittama (yksi) fyysinen aggressio | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et ai. (35)‡ | 2011 | Dutch | Valkoinen | Buss & Perry -tapauskysely (fyysinen, seitsemän tuotetta) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller ja Krahé (36)†,‡ | 2009 | Saksan | Valkoinen | Buss & Perry -tapauskysely (fyysinen, seitsemän tuotetta) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et ai. (37)† | 2008 | Japanilainen | Aasian | Buss & Perry aggressiivisuuskysely (fyysinen, kuusi tuotetta) | 498 | ~10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | Saksan | Valkoinen | ”Aggressio-kallistus” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et ai. (39)‡ | 2011 | Saksan | Valkoinen | Vertaisarviointi, opettajan arvosana: Piilevä muuttuja | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et ai. (40)‡ | 2012 | kanadalainen | Valkoinen | Suora aggressio (avoin). Vaikutus liittyy jatkuvaan väkivaltaiseen videopelien pelaamiseen 9 – 12 aggressiivisella rinteellä | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Huomaa: von Salisch et ai. (39) käytti aggression mittaamiseen vain vertaisarviointia ja opettajan arvosanoja; kaikkiin muihin tutkimuksiin sisältyi itse ilmoittamat aggression mittaukset.
Taulukko 1 on yhteenveto näiden tutkimusten pääpiirteistä, mukaan lukien osallistujien kansallisuus ja luokittelu osallistujiksi kolmen pääasiallisen etnisyyden edustajiksi: valkoinen, latinalaisamerikkalainen ja aasialainen. Lisäksi taulukko sisältää lyhyt kuvaus käytetystä fyysisen aggression mittayksiköstä, osallistujien keskimääräisestä ikästä lähtötilanteessa, aikaviive myöhemmän fyysisen aggression arviointiin ja vaikutuksen koon arviot ilman muita muuttujia kuin perusajan aggressiota, lähtötason aggression ja sukupuolen kanssa, ja kaikkien muuttujien mukana alkuperäisessä raportissa.
Perusanalyysit.
Vaikutuskoko-arviot, joissa käytetään vain autoregressiivista viivettä kovariaattorina.
Kaikille aineistoille paitsi yhdelle tietokokonaisuudelle pystyimme saamaan arvioita standardisoidusta regressiokertoimesta, joka yhdistää vain alkuperäisen väkivaltaisen videopelien pelaamisen myöhempään fyysiseen aggressioon, kovarisoimalla alkuperäisen fyysisen aggression (Taulukko 1). Kiinteän vaikutuksen metaanalyysi antoi keskimääräisen kerroimen β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001 ja Q-tilasto, χ2(22) = 61.820, P <0.001, mikä osoitti merkittävää heterogeenisyyttä. A Hedges – Vevea-satunnaisvaikutusten metaanalyysi antoi samanlaiset vaikutuskokoarvioinnit, β = 0.106, 95%: n luottamusväli = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 ja Q-tilasto, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, mikä osoittaa merkityksettömän heterogeenisyyden.
Vaikutuskoko-arviot autoregressiivisella viiveellä ja muuttujilla.
Seuraavat analyysit suoritettiin, ja niihin sisältyi arvioita, joita oli mukautettu kaikille muuttujille, joita käytettiin 24: n alun perin ilmoittamissa tuloksissa. Suurimmassa osassa tutkimuksia ilmoitettiin positiivisia arvioita, jotka osoittivat, että väkivaltaiseen videopelien pelaamiseen liittyi fyysisen aggression lisääntymistä ajan myötä, joka kontrolloi aiempaa aggressiota ja kaikkia muita muuttujia.
Kiinteän vaikutuksen metaanalyysi antoi keskimääräisen kerroimen β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001 ja Q-tilasto, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (osoittaa merkittävää heterogeenisyyttä). A Hedges – Vevea-satunnaistehosteanalyysi tuotti samanlaisia vaikutuksen koon arvioita, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 ja Q-tilasto, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, mikä osoittaa merkityksettömän heterogeenisyyden. (Tulokset analyyseistä, jotka sisälsivät sekä autoregressiivisen viiveen että sukupuolen muuttujien ollessa muuttujat, olivat näiden kahden analyysin arvioiden välissä. Tulokset ovat saatavissa kirjoittajilta pyynnöstä.)
Julkaisun puolueellisuus.
Teimme kolme analyysiä arvioidaksesi mahdollisia julkaisuvirheitä, joista yksikään ei löytänyt todisteita vaikutuksen yliarvioinnista kirjallisuudessa. Rosenthal epäonnistunut n arviot osoittivat, että yli 700-arvon nollahavainnot olisivat tarpeen vaarantaa johtopäätöksen, että väkivaltaisen videopelien pelaamisen ja fyysisen aggression välillä on positiivinen pitkittäissuhde (arviot, joissa käytetään vain aggressiivista automaattista progressiivista lag-kovariaattia, Fail-Safe n = 1,334; arvio kaikista muuttujista, epäonnistunut n = 723). Begg ja Mazumdar (41) rankkorrelaatio τ-b oli merkityksetön molemmille satunnaisvaikutusmallille, joka sisälsi vain aikaisemman aggression autoregressiivisen viiveen, τ-b = −0.269, P = 0.072, ja malli, joka sisälsi kaikki muuttujat, τ-b = −0.033, P = 0.823. Lopuksi leikkaus- ja täyttöanalyysi (42, 43), joka on sovellettu näihin tietoihin, ei lisännyt vaikutuksia jakeluun, mikä taas viittaa julkaisuvirheen puutteeseen.
Moderaattori analysoi.
Näiden havaittujen vaikutusten mahdollisten moderaattoreiden tutkimiseksi tutkimme vaikutuksen koon arvioiden vaihtelua, joka liittyy kolmeen tutkimusominaisuuteen: osallistujan etnisyys, ikä ja aggressiivisuuden mittausten välinen aikaviive.
Etnisyys.
Moderaattorianalyysit suoritettiin vaikutusten koon vaihtelujen testaamiseksi osallistujan etnisyyden funktiona. Kaikissa paitsi yhdessä tapauksessa tutkimukset luokiteltiin näytteen pääasiallisen etnisyyden perusteella: valkoinen, latinalaisamerikkalainen tai aasialainen (Taulukko 1). Hull et ai. (33) oli mahdollista laskea efektikoot erikseen jokaiselle näille etnisille ryhmille kunkin osallistujan itsetunnistuksen perusteella. Vaikka kaikissa muissa analyyseissä käytettiin Hull et ai. kokonaisnäyte (n = 2,723), analysoi etnisyyden moderoivan vaikutuksen testaamisen, sen sijaan, että se sisälsi kullekin kolmesta Hull et ai. alinäytteet: Valkoinen (n = 1,831), latinalaisamerikkalainen (n = 442) ja Aasian / Tyynenmeren saaristo (n = 49).
Kiinteävaikutteinen moderaattorianalyysi käyttäen kolmea etnistä luokkaa Taulukko 1 "vain automaattisen progressiivisen viiveen" arvioihin käytettiin merkittävää moderaattorin vaikutusta, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Erilliset analyysit osoittivat, että vaikutus oli suurin valkoisilla osallistujilla, keskimääräinen aasialaisilla ja pienin latinalaisamerikkalaisilla (katso Kuvio 1 kunkin ryhmän arvioiden osalta näiden tutkimusnäytteiden perusteella tehtyjen kokonaisarvioiden lisäksi). Kiinteiden vaikutusten moderaattorianalyysi, jossa käytettiin kahta etnistä ryhmää latinalaisamerikkalaisia vs. ei-latinalaisamerikkalaisia, antoi myös merkittävän moderaattorin vaikutuksen, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Sekä satunnaisten vaikutusten moderaattorin vertailu kolmesta etnisyydestä että satunnaisten vaikutusten vertailu latinalaisamerikkalaisten ja muiden kuin latinalaisamerikkalaisten näytteiden lähestyessä merkitystä, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077 ja χ2(1) = 3.745, P = Vastaavasti 0.053].
Standardoidut regressiokertoimet (β), jotka yhdistävät väkivaltaisen videopelien pelaamisen myöhempään fyysiseen aggressioon, mukaan lukien automaattisen aggressiivisen viiveen aggression suhteen, ja perustuen etnisyyden moderaattorianalyyseihin valittuihin tietoihin. Arvioitu vaikutuskoko β (ES; neliö) ja 95-luottamusväli (CI; viivat) näytetään kaikille metaanalyysiin syötetyille vaikutuksille (19-21, 23-31, 33-40). Timantit edustavat metaanalyyttisesti painotettua keskimääräistä β. Kiinteä- ja satunnaistehostemallien painoprosentit on merkitty vastaavasti W (kiinteä) ja W (rand). Useita riippumattomia näytteitä koskevissa tutkimuksissa kunkin näytteen tulos ilmoitetaan erikseen ja numeroidaan 1, 2 tai 3.
Kiinteävaikutteinen moderaattorianalyysi, jossa käytettiin kolmea etnistä luokkaa, joita käytettiin kaikkiin muuttujiin liittyvissä arvioissa, antoi merkittävän moderaattorin vaikutuksen,2(2) = 9.059, P = 0.011, samassa muodossa kuin aiemmin havaittu. Tässä tapauksessa ei kolmen etnisyyden satunnaistehosteiden vertailu ethnic2(2) = 3.915, P = 0.141, eikä latinalaisamerikkalainen vs. ei-latinalaisamerikkalainen vertailu, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, saavutettu tilastollinen merkitsevyys.
Viive.
Kiinteävaikutteinen moderaattorianalyysi, jossa käytetään kolmea aikaviivekategoriaa (alle 1 y, 1 y, enemmän kuin 1 y), jota käytettiin vain automaattisen progressiivisen viiveen arvioihin, tuotti merkittävän moderaattoriefektin, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Erilliset analyysit osoittivat, että vaikutus oli suurin tutkimuksissa, joiden viive oli yli 1 vuosi, β = 0.157, 95%: n luottamusväli = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 ja pienempi tutkimuksissa, joissa viive on yhtä suuri kuin 1 y, β = 0.094, 95%: n luottamusväli = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 tai alle 1 vuosi, β = 0.095, 95%: n luottamusväli = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Satunnaisten vaikutusten moderaattorianalyysi ei saavuttanut tavanomaisia merkitsevyystasoja χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Ikä.
Kiinteävaikutteinen moderaattorianalyysi, jossa käytettiin kahta ikäluokkaa (ikä 12 ja nuoremmat, ikä 13 ja vanhemmat), antoi moderaattoriefektin, joka lähestyi merkitsevyyttä, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Erilliset analyysit osoittivat, että vaikutus oli hiukan suurempi tutkimuksissa, joissa tutkittiin vaikutuksia vanhempien lasten keskuudessa, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001 kuin nuoremmilla lapsilla, β = 0.097, 95%: n luottamusväli = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Satunnaisten vaikutusten moderaattorianalyysi ei saavuttanut tavanomaisia merkitsevyystasoja χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Keskustelu
Tutkijat ovat jakautuneet kysymykseen siitä, liittyykö väkivaltaisten videopelien pelaamiseen myöhemmin lisääntynyt fyysinen aggressio. Vaikka suurin osa tutkijoista on puolustanut tällaista yhdistämistä, ääni vähemmistö on väittänyt, että olemassa olevat todisteet ovat monessa suhteessa virheellisiä. Tuloksemme puhuvat kolmeen kirjallisuuden aikaisemmin hahmotelluista neljästä erityisestä kritiikistä.
Ensinnäkin puuttuakseen kritiikkiin, jonka mukaan monissa olemassa olevissa tutkimuksissa käytettiin ”epämääräisiä” aggression toimenpiteitä (esim. Aggressiivisia kognitioita tai vaikutteita), rajoitimme metaanalyysimme tutkimuksiin, joissa mitattiin muutoksia avoimessa, fyysisessä aggressiossa kuukausien tai vuosien aikana. Tuloksemme osoittivat luotettavan metaanalyyttisen vaikutuksen pitkittäistutkimuksissa jopa fyysisen aggression perustasoa valvottaessa, mikä viittaa siihen, että väkivaltaisten videopelien vaikutukset ulottuvat merkitykselliseen käyttäytymiseen todellisessa maailmassa.
Toiseksi puuttuakseen väitteisiin, joiden mukaan arviot tästä vaikutuksesta olivat vääriä, koska riittämättömiä tilastollisia kontrolleja ei ollut sisällytetty, suoritimme analyysimme ensin lähtötason aggression ollessa ainoana muuttujana ja jälleen kaikkien kovariaattorien kanssa, jotka alun perin sisältyivät jokaiseen tutkimukseen. Tulokset osoittivat, että muuttujien sisällyttämisellä näyttää olevan vain vähäinen vaikutus pelin ja aggression arvioituun yhteyteen. Itse asiassa kahdessa kolmesta tutkimuksesta, joista Ferguson et ai. (20, 21), heidän edullisten muuttujien sisällyttäminen lisäsi hiukan assosiaatiota (Taulukko 1).
Kolmanneksi, vaikka olemassa olevia metaanalyysejä on arvosteltu siitä, että ne eivät ole ottanut huomioon julkaisumahdollisuuksien mahdollisuutta, meillä ei ole todisteita siitä, että tutkimukset, joilla olisi nolla tai negatiivinen vaikutuskoko, olisivat aliedustettuina kirjallisuudessa, huolimatta siitä, että julkaisuvirheiden arvioimiseksi käytettiin kolmea erilaista analyyttistä lähestymistapaa. Tärkeää on, että tämän johtopäätöksen tekemiseen käytetyillä analyyttisillä lähestymistavoilla on osoitettu olevan täydentäviä ominaisuuksia: leikkaus- ja täyttötekniikalla on korkea tilastollinen teho, mutta korkea tyypin I virhesuhde, kun taas Beggin ja Mazumdarin rankkorrelaatiotestissä on alhaisempi teho, mutta ei tuota käytännössä tyypin I virheitä (44). Se, että molemmat testit tekevät saman johtopäätöksen, viittaa tulosten luotettavuuteen.
Neljänteen kritiikkiin, joka keskittyi näiden vaikutusten suuruuteen, metaanalyysimme tuotti vaatimaton vaikutuskoko ≈0.11, kun ylimääräisiä muuttujia ei sisällytetty mukaan. Ferguson ja hänen kollegansa ovat todenneet, että 0.10: n regressiokerroin liittyy vain 1%: iin lopputuloksen varianssista, ja päätellyt, että tämä on niin pieni, että sillä ei ole merkitystä. Toiset kuitenkin väittivät, että neliömäiset regressiokertoimet tarjoavat vähemmän sopivan mittarin vaikutusten käytännön merkityksen arvioimiseksi suhteellisen riskin arvioihin verrattuna (1, 45). Itse asiassa Rosenthal (45) väitti, että luottamus r2 arvot tulkita vaikutekokoja on erityisen ongelmallista sellaisten epäsosiaalisten käyttäytymisten, kuten aggression, tutkimisessa, joissa todetaan, että kykymme ennustaa ja hallita epäsosiaalista käyttäytymistä ei ole käytännössä lainkaan triviaalia, vaikka näennäisesti pienestä r2s saatu useimmissa tutkimuksissa ”(45). Huolimatta subjektiivisesta määritelmästä merkityksellinen vaikutuskoko, on selvää, että kirjallisuudessa on tilastollisesti merkitsevä, luotettava vaikutus.
Vaikka tutkimuksemme tukee skeptistä näkemystä edellä mainituista VGV: tä ja aggressiivista kirjallisuutta koskevista kritiikoista, tuloksemme tarjoavat mahdollisen vaihtoehtoisen selityksen erilaisille johtopäätöksille, jotka tutkijat ovat päässeet väittelyn vastakkaisille puolille. Erityisesti löysimme todisteita siitä, että VGV: n vaikutusta aggressiivisuuteen moderoi näytteen etnisyys, kun valkoisilla osallistujilla oli vahvin vaikutus ja latinalaisamerikkalaisilla osallistujilla ei ollut merkittäviä vaikutuksia. Aasian osallistujien vaikutukset laskivat kahden muun ryhmän välillä.
Mahdollisuus, että väkivaltaisten videopelien vaikutukset aggressiivisuuteen hillitään etnisyyden perusteella, korotettiin aiemmassa metaanalyysissä, jonka Anderson et al. (6), joka sisälsi sekä länsimaisia että aasialaisia (mutta ei latinalaisamerikkalaisia) näytteitä. Samanaikaisesti nämä kirjoittajat totesivat:i) etnisyyden maltillinen vaikutus lähestyi vain tavanomaista merkityksellisustasoa ja (ii) ei voitu erottaa tutkimuksen metodologian vaihteluista. Seuraava metaanalyysi Fergusonilta (15) toisti ja laajensi tätä havaintoa osoittamalla, että videopeliefektit olivat läntisissä, mutta ei Aasian tai latinalaisamerikkalaisissa näytteissä. Koska nämä analyysit koskivat kuitenkin kaikentyyppisiä (mukaan lukien ei-pitkittäisiä) tutkimuksia, eikä tutkimuksissa otettu huomioon pelityyppiä (väkivaltainen vs. väkivallaton) tutkimuksissa videopelien altistumisen mittauksissa, tulokset eivät puhu suoraan kysymykseen VGV-vaikutukset ajan myötä.
Sitä vastoin esillä oleva metaanalyysi keskittyi erityisesti väkivaltaisen videopelialtistumisen tutkimuksiin, joissa käytettiin pitkittäissuunnittelua ja laajennettiin Andersonin et al. (6) sisällyttämällä useita pitkittäistutkimuksia, jotka on julkaistu sen jälkeen, ja erottamalla latinalaisamerikkalaiset valkoisten ja aasialaisten näytteiden lisäksi. Tuloksemme osoittivat etnisyyden tilastollisesti merkittävän maltillisen vaikutuksen (vaikkakin käyttämällä kiinteiden vaikutusten arvioita) siten, että vahvin assosiaatio havaittiin valkoisten näytteiden välillä, väliassosiaatio Aasian näytteille ja pieni, merkitsemätön assosiaatio latinalaisamerikkalaisille näytteille. Laajenneiden latinalaisamerikkalaisilla näytteillä tehtyjen tutkimusten lukumäärän vuoksi tarvitaan selvästi lisää tutkimuksia tästä väestöstä, ennen kuin tehdään varmoja johtopäätöksiä väkivaltaisten pelien vaikutuksista tähän ryhmään.
Vaikka etnisten ryhmien välillä on eroja, on kysymys siitä, miksi etnisyys voisi hillitä väkivaltaisten videopelien vaikutusta aggressiiviseen käyttäytymiseen. Anderson et ai. (6) laati viisi syytä odottaa pienempien mediavaikutusten kokoa itäisissä kuin länsimaissa. Erityisesti he keskustelevat kulttuurien välisistä eroista:i) kuinka väkivalta kontekstualisoituu mediassa; (ii) missä määrin yksilöt osallistuvat toiminnan tilanteeseen; (iii) tunteiden merkitys, kokemus ja käsittely; (iv) julkinen ja yksityinen konteksti, jossa videopelejä yleensä pelataan; ja (v) pelaajien sosiaaliset verkostot. Näihin syihin lisäisimme kulttuurien välisiä variaatioita tarkoittaen tekijöitä ja aggression uhreja. Tästä näkökulmasta kulttuurit, jotka edistävät väkivallan uhreihin kohdistuvaa sosiaalista vastuuta ja empatiaa, voivat vähentää väkivaltaisen pelin vaikutuksia johtamalla yksilöitä eroamaan psykologisesti itsensä virtuaalisesta aggressiosta ja sen vaikutuksista heidän henkilökohtaisiin arvoihinsa ja reaalimaailman käyttäytymiseen. Toisaalta kulttuurit, jotka edistävät karua individualismia ja soturimaista mentaliteettia, voivat johtaa yksilöiden tunnistamiseen hyökkääjän rooliin ja heikentävän myötätuntoa heidän virtuaalisiin uhreihinsa, mikä vaikuttaa heidän arvoihinsa ja käyttäytymisensä pelin ulkopuolella.
Tältä osin VGV: n vaikutuksen etniseen alkuperään kohdistuvaan maltillisuuteen aggressiivisuudessa havaittiin nykyisessä metaanalyysissä, Anderson et ai. (6) havaitsi, että kulttuuri maltilii väkivaltaisen videopelien vaikutuksen herkkyyteen väkivaltaan ja empatiaan siten, että länsimaisten kulttuurien osallistujat osoittivat suurempaa desensibilisoitumista ja suurempia empatian laskuja kuin itäisten kulttuurien osallistujat. Tulokset Ramos et al. (46) viittaavat siihen, että samoin kuin itämaisista kulttuureista, latinalaisamerikkalaiset osallistujat näyttävät pitävän empatiaa uhreista väkivallan kuvaamisen yhteydessä mediassa. Desensibilisoitumisen ja vähentyneen empatian suhteen, joka on syy VGV: n vaikutukseen myöhempään aggressioon, Bartholow et ai. (47) havaitsi, että empatia välitti VGV: n vaikutusta aggressioon kokeellisessa suunnittelussa. Samalla kun empaattisuus VGV: n uhrin suhteen voi vähentää myöhempää aggressiota, empaattisuus rikoksentekijöiden suhteen voi tosiasiallisesti lisätä myöhempää aggressiota motivoimalla perustelemaan heidän toimintansa (esim. Viittaukset). 48 ja 49). On selvää, että vaikka tilimme on yhdenmukainen monien empiiristen havaintojen kanssa, lisätutkimukset ovat tarpeen empatian osoittamiseksi todennäköisenä välittäjänä etnisyyden havaittavasta maltillisesta vaikutuksesta aggressioon nykyisessä metaanalyysissä.
Yhteenveto
Tämän metaanalyysin perusteella päättelemme, että väkivaltaisten videopelien pelaamiseen liittyy ajan mittaan suurempi avoimen fyysisen aggression taso, aiemman aggression huomioon ottamisen jälkeen. Nämä havainnot tukevat yleistä väitettä, jonka mukaan väkivaltaiseen videopelien pelaamiseen liittyy fyysisen aggression lisääntyminen ajan myötä. Lisäksi tulokset puhuvat tämän kirjallisuuden kolmeen erityiseen kritiikkiin osoittamalla: (i), että väkivaltaiseen videopelien toistoon liittyy vakavan aggressiivisen käyttäytymisen lisääntyminen (ts. avoin, fyysinen aggressio), (ii) että arviot tästä vaikutuksesta vähenevät vain hiukan sisällyttämällä tilastolliset muuttujat, ja (iii) löytämättä todisteita julkaisun puolueellisuudesta.
Tulokset viittaavat lisäksi siihen, että VGV-vaikutusta aggressioon voidaan hillitä näytteen etnisyyden perusteella siten, että se havaitaan voimakkaimmin valkoisten osallistujien keskuudessa, heikommin, mutta luotettavasti havaittavissa aasialaisten osallistujien keskuudessa ja epäluotettavasti latinalaisamerikkalaisten osallistujien keskuudessa. Lisäksi malleihin, joihin liittyy pidempi aikaviive, näyttää liittyvän suurempia vaikutuksia, havainto on yhdenmukainen moniaaltotutkimusten havaintojen kanssa (esim. Ref. 33).
Yhteenvetona metaanalyysimme tulokset asettavat vakavia haasteita useille tärkeille kirjallisuuden kritiikoille, jotka yhdistävät VGV: n ja fyysisen aggression, ja ne tarjoavat yksinkertaisen selityksen tutkijoiden epäjohdonmukaisille havainnoille keskustelun vastakkaisilla puolilla. Toivomme näiden havaintojen auttavan kenttää siirtymään kysymykseen siitä, lisäävätkö väkivaltaiset videopelit aggressiivista käyttäytymistä, ja eteenpäin kysymyksiin siitä, miksi, milloin ja kenelle niillä on sellaisia vaikutuksia.
alaviitteet
Tekijät eivät ilmoita eturistiriitoja.
Tämä artikkeli on PNAS Direct Submission.
Tämä artikkeli on tuloksena kansallisen tiedeakatemian Arthur M. Sackler -kokouskokouksesta ”Digitaalinen media ja kehitysmahdollisuudet”, joka pidettiin lokakuussa 14 – 16, 2015 Arnoldin ja Mabel Beckmanin keskuksessa kansallisten tiede- ja tekniikkaakatemioiden Irvineissa , CA. Useimpien esitysten täydet ohjelmat ja videotallenteet ovat saatavilla NAS: n verkkosivustolla osoitteessa www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;
