Métaanalyse de la relation entre le jeu vidéo violent et l'agression physique au fil du temps (2018)

. 2018 Oct 2; 115 (40): 9882 – 9888.
Publié en ligne 2018 Oct 1. doi:  10.1073 / pnas.1611617114
PMCID: PMC6176643
PMID: 30275306

Abstract

Afin de clarifier et de quantifier l’influence de la violence du jeu vidéo sur le comportement agressif, nous avons procédé à une méta-analyse de toutes les études prospectives jusqu’à présent évaluant la relation entre l’exposition au VGV et une agression physique manifeste. La stratégie de recherche a identifié des études 24 avec plus de participants 17,000 et des délais allant de mois 3 à années 4. Les échantillons comprenaient diverses nationalités et ethnies avec des âges moyens allant de 9 à 19. Pour chaque étude, nous avons obtenu le coefficient de régression normalisé pour l'effet prospectif du VGV sur l'agression ultérieure, en contrôlant l'agression de base. Le VGV était lié à une agression avec des modèles à effets fixes [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] et à effets aléatoires [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Lorsque toutes les covariables disponibles ont été incluses, la taille de l'effet est restée significative pour les deux modèles [β = 0.080 (0.065, 0.094) et β = 0.078 (0.053, 0.102), respectivement]. Aucune preuve de biais de publication n'a été trouvée. L’origine ethnique était un modérateur statistiquement significatif des modèles à effets fixes (P ≤ 0.011) mais pas pour les modèles à effets aléatoires. Les analyses stratifiées ont indiqué que l'effet était le plus important chez les Blancs, intermédiaire chez les Asiatiques et non significatif chez les Hispaniques. La discussion porte sur les implications de ces résultats pour les débats en cours sur les effets des jeux vidéo violents sur l'agression physique.

Mots clés: jeux vidéo, agression, méta-analyse, appartenance ethnique, longitudinal

Une controverse s'est développée sur la relation entre le jeu vidéo violent et l'agression (-). Alors que la majorité de ceux qui mènent des recherches sur ce sujet soutiennent que jouer à de tels jeux accroît le comportement agressif, une minorité vocale a affirmé que la relation entre le jeu et le comportement agressif dans le monde réel est au mieux surestimée et au pire fausse. La controverse a eu d'importantes implications dans le monde réel. Dans 2011, la Cour suprême des États-Unis a invalidé une loi californienne visant à limiter les achats et la location de jeux vidéo extrêmement violents par des enfants (). L’opinion majoritaire a exprimé son scepticisme quant à l’importance des effets des jeux vidéo violents, les assimilant à un «passe-temps inoffensif» ().

Jeu vidéo violent et agression

Le cas où le jeu vidéo violent augmente le comportement agressif a été présenté avec le plus de force par Anderson et al. (; voir aussi les références. et ). Plus précisément, ces auteurs ont entrepris une méta-analyse complète de la littérature sur l'impact du jeu vidéo violent sur six catégories de réponses agressives: la cognition, l'affect, l'excitation, l'empathie / sensibilisation à la violence, le comportement agressif manifeste et le comportement prosocial déclaré. Leur méta-analyse a examiné les effets de plus de rapports de recherche 130 basés sur plus de participants 130,000. Sur la base de ces analyses, les auteurs ont conclu que le jeu vidéo violent était positivement associé au comportement agressif, à la cognition agressive et à l'affect agressif, ainsi qu'à l'association négative à l'empathie des victimes de violence et au comportement prosocial. En outre, les auteurs ont conclu que ces effets sont statistiquement fiables dans les études expérimentales, transversales et longitudinales, et ce, peu importe la culture, le sexe ou le type de jeu (par exemple, perspective entre la première et la troisième personne, cibles humaine ou non humaine; et ainsi de suite). et des études méthodologiquement supérieures avaient tendance à produire des effets plus importants. Une méta-analyse plus récente de Greitemeyer et Mügge () est arrivé à des conclusions similaires.

Bien que salué par certains comme démontrant de manière concluante un lien entre le jeu vidéo violent et l’agression (), Anderson et al. () la méta-analyse n'a pas diminué le scepticisme d'une minorité vocale de chercheurs (). Dans une large gamme d’articles, Ferguson (, -) a formulé quatre critiques à l'encontre de recherches qui prétendaient montrer que la violence dans les jeux vidéo (VGV) augmentait l'agression dans le monde réel: (i) de nombreuses études soutenant un tel lien utilisent des mesures de «l'agression non sérieuse» (par exemple, l'accessibilité des mots liés à l'agression, les sentiments liés à l'agression) qui gonflent les estimations de la taille de l'effet; (ii) de nombreuses études n'incluent pas de covariables importantes en tant que contrôles statistiques et, par conséquent, les effets observés peuvent être des conséquences parasites de relations de troisième variable; (iii) il existe un biais pour publier des études soutenant un lien VGV → agression par opposition à celles rapportant un effet nul; et (iv) même si l’on admet l’existence d’une relation VGV → agression, la taille de l’effet estimé généralement rapportée est extrêmement faible. Malgré le fait que ces arguments ont été vigoureusement réfutés par Anderson et ses collègues (), Ferguson et ses collègues ont continué à défendre leurs critiques (, , , ). En ce qui concerne les critiques soulevées par Ferguson et al. (-), il est à noter que ces chercheurs ont mené trois études longitudinales rigoureuses qui n’ont révélé aucune relation significative entre le jeu vidéo violent et l’agression. Ils attribuent ces effets néfastes en partie à: (i) en utilisant des mesures d'agression «grave» (p. ex. agression physique manifeste), et (ii) y compris les covariables de contrôle appropriées.

Ethnicité et jeu

Il existe certaines preuves soutenant le potentiel de l’origine ethnique et de la culture pour atténuer les effets du VGV. Anderson et al. () ont noté dans leur méta-analyse du comportement agressif dans les conceptions longitudinales que l'effet VGV était un peu plus important dans les cultures occidentales que orientales et que cette différence était proche de la signification statistique (P = 0.07). Dans le même temps, dans ces comparaisons, les différences culturelles ont été confondues avec des conceptions de recherche différentes, de telle sorte qu '«il n'était pas clair si la différence devait être attribuée à des différences culturelles de vulnérabilité ou à l'utilisation de mesures différentes» ().

Ferguson a corroboré le potentiel de l’appartenance ethnique pour modérer les effets de l’exposition des jeux vidéo sur l’agression.) dans sa propre méta-analyse récente. Dans ce travail, Ferguson a trouvé une association statistiquement significative entre l'exposition aux jeux vidéo et le comportement agressif parmi les études utilisant des échantillons occidentaux, mais cette relation n'était pas significative parmi les études utilisant des échantillons asiatiques ou hispaniques. Étant donné que ces résultats métaanalytiques sont basés sur des études mesurant l'exposition à tous les jeux vidéo (plutôt que sur des jeux violents), les résultats ne traitent peut-être pas des questions relatives aux effets du VGV en tant que tels, mais ils appuient la vision de l'ethnicité en tant que modérateur potentiel de résultats agressifs.

Métaanalyse de la recherche longitudinale sur le VGV et le comportement agressif

La présente analyse vise à examiner les quatre arguments susmentionnés qui ont été avancés contre une relation entre VGV et l'agression, et à réévaluer les preuves de l'origine ethnique en tant que modérateur de cette relation. En examinant la littérature, nous nous concentrons sur ce que nous considérons comme le test le plus rigoureux et le plus approprié de l'hypothèse du jeu vidéo violent → agression: les conceptions longitudinales qui examinent l'association du jeu vidéo violent à un moment donné avec une agression physique manifeste à une date ultérieure. point dans le temps, tout en recherchant une agression antérieure. En nous concentrant sur l'agression physique manifeste, nous évitons de critiquer le fait que d'autres mesures non sérieuses d'agression gonflent faussement l'ampleur de l'effet observé dans la littérature. En effectuant une méta-analyse, nous pouvons estimer la taille moyenne, la fiabilité statistique et l'hétérogénéité des effets dans la littérature. Cela nous permet d’examiner dans quelle mesure ces estimations varient en fonction de (i) les covariables statistiques incluses par des chercheurs individuels et (ii) la culture / appartenance ethnique du participant. Enfin, nous avons recherché des preuves de biais de publication en utilisant diverses méthodes.

Méthodologie

Récupération et sélection d'études.

Nous avons effectué des recherches dans les bases de données électroniques PsycInfo, PubMed, Web of Science et ERIC à l’aide de combinaisons de mots-clés associés au jeu vidéo (gam video * OU vidéogame * OU computer gam * OU électronique gam *), à des conceptions longitudinales (longitudinale ou prospective) et comportement agressif (agressif * OU violon * OU délinquen *). La recherche a inclus des articles publiés jusqu'en avril 1, 2017. Les études de tous les pays sont éligibles pour l'inclusion et celles publiées dans des langues autres que l'anglais sont éligibles pour l'inclusion dans la mesure où elles peuvent être traduites en anglais. Les articles, les mémoires et les chapitres de livre pouvaient être inclus, qu'ils soient publiés ou non.

Pour pouvoir participer à la méta-analyse, les études doivent avoir mesuré l'exposition à un jeu vidéo violent et l'agression physique à un moment donné, et mesurer l'agression physique au moins 3 une fois plus tard. Étant donné que la relation d’intérêt est spécifique à un sous-ensemble de jeux vidéo à contenu violent ou mature, les études ont été exclues si elles évaluaient l’exposition totale aux jeux vidéo (plutôt que l’exposition à des jeux classés violents ou matures) ou si elles évaluaient l’exposition à des films violents. supports autres que les jeux vidéo. Seules les études mesurant l’agression physique manifeste et réelle du monde réel ont été incluses, en partant du principe que les modifications de la cognition induites par les jeux vidéo (par exemple, attitudes, biais attributionnels), de l’émotion (par exemple, hostilité, désensibilisation émotionnelle), des sentiments (par inquiétude) et l’éveil sont principalement importants dans la mesure où ils élucident les processus psychologiques qui peuvent servir de médiateurs à un effet comportemental établi. Les auto-déclarations de comportement agressif dans le monde réel constituaient des mesures d'agression acceptables, de même que des évaluations similaires fournies par les parents, les enseignants ou les pairs. Les rapports utilisant des scénarios hypothétiques et les rapports limités à une agression verbale n'étaient pas considérés comme des mesures acceptables. Enfin, la recherche a été limitée aux plans longitudinaux, compte tenu de leur capacité à réduire la plausibilité de la causalité inverse. Bien que limiter l’examen à des études longitudinales sur le monde réel, une agression physique manifeste n’empêche pas les études utilisant des plans expérimentaux, il élimine toutefois les expériences en laboratoire dont les effets pourraient être critiqués comme n’impliquant que des effets temporaires sur le comportement. Chaque groupe d’auteurs des études résultantes a été contacté pour obtenir des informations sur d’autres études longitudinales publiées ou non publiées sur le jeu et l’agression dans le jeu vidéo.

Pour toutes les études, l'estimation de l'effet-taille utilisée était le coefficient de régression normalisé associé au jeu vidéo violent et à l'agression physique ultérieure, calculé tout en incluant l'agression antérieure à titre de covariable. Cette estimation a été préférée à une corrélation d'ordre zéro, car elle caractérise mieux la relation d'intérêt, à savoir le lien entre l'exposition violente à des jeux vidéo et le changement subséquent d'agression, ce qui nécessite de prendre en compte l'agression préalable. De plus, dans la mesure où les chercheurs ont inclus les covariables au-delà du jeu vidéo violent et de l'agression antérieure dans leurs effets publiés à l'origine, nous avons contacté chaque équipe de recherche et leur avons demandé de nous fournir le coefficient de régression normalisé associé au jeu vidéo violent de base utilisé pour prédire les événements ultérieurs. agression physique lors de la conversion:i) agression physique de base uniquement et (ii) l’agression physique de base et le sexe.

Analyses statistiques.

Nous avons estimé les effets globaux et l'hétérogénéité des tailles d'effet en utilisant la modélisation métaanalytique à effets fixes et à effets aléatoires. Nous avons ensuite vérifié si une partie de l'hétérogénéité observée était prévisible à partir de trois caractéristiques identifiables de l'étude: l'ethnicité de la majorité des participants, l'âge moyen des participants au début de l'étude et le décalage longitudinal dans la mesure de l'agressivité. Enfin, nous avons effectué des analyses de biais de publication décrites en détail ci-dessous. Nous avons utilisé SPSS v20 et le package R «méta» () effectuer des méta-analyses et des analyses de biais de publication.

Résultats

Résultats de recherche de littérature.

Notre recherche a finalement abouti à des études 24 (-, -) (Tableau 1), dont seul 5 est apparu dans la méta-analyse précédente d’Anderson et al. () et 8 sont apparus dans une méta-analyse plus récente de Greitemeyer et Mügge (). Ces études ont été menées auprès de participants 17,000 provenant de pays très divers (Autriche, Canada, Allemagne, Japon, Malaisie, Pays-Bas, Singapour et États-Unis). L'âge moyen des participants variait de 8.9 à 19.3 y, et le décalage dans le temps longitudinal allait de 3 à un peu plus de 4 y. La grande majorité de ces études ont mesuré le jeu vidéo violent et le comportement agressif à un moment donné, puis ont utilisé les deux mesures pour prédire le comportement agressif subséquent dans une analyse de régression simultanée (ou une analyse de trajectoire ou un modèle d'équation structurelle) tout en incluant une variété de contrôles. covariables. Toutes les études ont mesuré l'exposition à des jeux vidéo violents plutôt que de manipuler expérimentalement l'exposition de jeux vidéo.

Tableau 1.

Études longitudinales sur le VGV et l'agression

AuteursAnnéeNationalitéOrigine ethnique principaleMesure d'agression physiquenÂge moyen T1*Lag (années)Covariables autres que l'agression initiale
AucunGenreTous
Adachi et Willoughby ()2016canadienneBlancAgression directe (physique et verbale)1,13219.11.00.1360.0770.076
Anderson et al. ()†2008JaponaisAsiatiqueTraiter l'échelle d'agression physique181∼13.50.30.1440.1390.139
Anderson et al. ()†2008JaponaisAsiatiqueAgression physique le mois dernier1,050∼15.50.3-0.50.1150.0750.075
Anderson et al. ()†2008AméricaineBlancIndex des enseignants, des pairs et des auto-évaluations, année scolaire en cours364∼10.50.50.1670.1580.158
Breuer et al. ()2015AllemandBlancQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, deux items)140161.0-0.151-0.159-0.159
Breuer et al. ()2015AllemandBlancQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, deux items)13619.31.00.0780.0700.070
Bucolo ()2010AméricaineBlancQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, cinq items)64813.41.50.170.150.14
Ferguson ()‡2011AméricaineHispaniqueListe de contrôle du comportement de l'enfant Auto-évaluation du jeune, agression, enfant (YSRac)30212.31.00.0350.011-0.030
Ferguson et al. ()‡2012AméricaineHispaniqueListe de contrôle du comportement de l'enfant Auto-évaluation du jeune, agression, enfant (YSRac)16512.33.0-0.068-0.0160.030
Ferguson et al. ()‡2013AméricaineHispaniqueListe de contrôle du comportement de l'enfant Auto-évaluation du jeune, agression, enfant (YSRac)14312.81.00.0690.0440.100
Fikkers et al. ()2016NéerlandaisBlancAgression physique94311.81.00.1800.1260.126
Gentile et al. ()2009AméricaineBlancCombats autodéclarés, évaluation de l'agression physique par l'enseignant8659.61.10.1120.0890.089
Gentile et al. ()2014SingapourAsiatiqueSix items évaluant l'agression physique2,02912.21.00.0650.0430.043
Greitemeyer et Sagiogluo ()2017AméricaineBlancQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, deux items)7430.50.0320.0240.021
Hirtenlehner et Strohmeier ()2015AutrichienBlancViolence personnelle37111.51.00.1900.130.140
Hopf et al. ()2008AllemandBlancViolence de l'étudiant314122.7-§-§0.18
Hull et al. ()2014AméricaineBlancFrapper des membres n'appartenant pas à la famille, envoyé au bureau de l'école pour se battre2,72313.80.80.0970.0880.075
 Sous-échantillon 1Blanc1,8310.1030.1000.085
 Sous-échantillon 2Hispanique4420.0620.0340.024
 Sous-échantillon 3Asiatique49-0.098-0.097-0.040
Krahé et al. ()‡2012AllemandBlancAgression physique autodéclarée (cinq items) et rapportée par l'enseignant (un item)1,71513.41.10.180.150.15
Lemmens et al. ()‡2011NéerlandaisBlancQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, sept items)54013.90.50.09-§0.09
Möller et Krahé ()†,‡2009AllemandBlancQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, sept items)14313.32.50.2750.2130.213
Shibuya et al. ()†2008JaponaisAsiatiqueQuestionnaire sur l'agression de Buss & Perry (physique, six items)498∼10.50.90.072-0.001-0.001
Staude-Müller ()2011AllemandBlanc"Agression-inclinaison"47213.71.00.0460.028-0.020
von Salisch et al. ()‡2011AllemandBlancNomination des pairs, note de l'enseignant: variable latente2288.91.0-0.021-0.031-0.010
Willoughby et al. ()‡2012canadienneBlancAgression directe (manifeste). L'effet concerne le jeu soutenu de jeux vidéo 9 – 12 avec une pente agressive1,49213.84.00.1640.1230.070

Note: von Salisch et al. () utilisé uniquement les nominations par les pairs et les évaluations des enseignants pour mesurer l'agression; toutes les autres études comprenaient des mesures auto-déclarées de l'agression.

*L'âge au début de l'étude; Âge approximatif () estimé à partir des tranches d'âge et / ou des niveaux scolaires rapportés.
†Apparaît dans la méta-analyse de Anderson et al. ().
‡Apparaît dans la méta-analyse de Greitemeyer et Mügge ().
§N'a pas utilisé de covariables de contrôle supplémentaires ni d'effet non rapporté.
Interaction de la variable de jeu et du modérateur statistiquement significative à P <0.05.

Tableau 1 résume les principales caractéristiques de ces études, y compris la nationalité des participants et notre catégorisation des participants en tant que représentants de trois ethnies principales: blanche, hispanique et asiatique. En outre, le tableau comprend une brève description de la mesure de l’agression physique utilisée, de l’âge moyen des participants au départ, du décalage dans l’évaluation de l’agression physique ultérieure et des estimations de la taille de l’effet sans covariables autres que l’agression de base, avec l’agression de base et le sexe, et avec toutes les covariables incluses dans le rapport original.

Analyses de base.

Estimation de la taille de l'effet en utilisant uniquement un décalage autorégressif comme covariable.

Pour tous les jeux de données sauf un, nous avons pu obtenir des estimations du coefficient de régression normalisé associant uniquement le jeu vidéo violent initial à une agression physique ultérieure, en faisant coïncider l'agression physique initiale (Tableau 1). Une méta-analyse à effets fixes a donné un coefficient moyen de β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001, et une statistique Q, χ2(22) = 61.820, P <0.001, ce qui indique une hétérogénéité significative. Une méta-analyse à effets aléatoires Hedges – Vevea a donné des estimations similaires de la taille de l'effet, β = 0.106, IC à 95% = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001, et une statistique Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, indiquant une hétérogénéité non significative.

Estimation de la taille de l'effet en utilisant un décalage autorégressif plus des covariables.

Des analyses subséquentes ont été effectuées. Elles comprenaient des estimations ajustées pour toutes les covariables utilisées dans les résultats initialement rapportés par 24. Une majorité d'études ont fait état d'estimations positives indiquant que le jeu violent dans les jeux vidéo était associé à une augmentation progressive de l'agression physique, en tenant compte de l'agression antérieure et de toutes les autres covariables.

Une méta-analyse à effets fixes a donné un coefficient moyen de β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001, et une statistique Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (indiquant une hétérogénéité significative). Une analyse des effets aléatoires Hedges – Vevea a donné des estimations similaires de la taille de l’effet, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001, et une statistique Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, indiquant une hétérogénéité non significative. (Les résultats des analyses qui incluaient à la fois le décalage autorégressif et le genre en tant que covariables se situaient entre les estimations de ces deux analyses. Ils sont disponibles sur demande auprès des auteurs.)

Biais de publication.

Nous avons effectué trois analyses pour évaluer le risque de biais de publication, mais aucune d’entre elles n’a mis en évidence de surestimation de l’effet dans la littérature. Rosenthal Fail-Safe n Selon les estimations, il faudrait plus de résultats nuls que 700 pour compromettre la conclusion selon laquelle il existe une relation longitudinale positive entre le jeu vidéo violent et l'agression physique (estimations utilisant uniquement la n = 1,334; estimations utilisant toutes les covariables, Fail-Safe n = 723). Le Begg et Mazumdar () corrélation de rang τ-b non significatif pour le modèle à effets aléatoires qui n'incluait que le retard autorégressif de l'agression antérieure, τ-b = −0.269, P = 0.072, et le modèle qui inclut toutes les covariables, τ-b = −0.033, P = 0.823. Enfin, une analyse de finition et de remplissage (, ) appliqués à ces données n’a ajouté aucun effet à la distribution, ce qui indique encore une fois l’absence de biais de publication.

Analyses du modérateur.

Pour explorer les modérateurs potentiels de ces effets observés, nous avons examiné la variation des estimations de la taille d'effet associée à trois caractéristiques de l'étude: l'ethnicité des participants, l'âge et le décalage entre les mesures d'agression.

Ethnicité

Des analyses de modérateur ont été menées pour tester la variation de la taille de l'effet en fonction de l'origine ethnique des participants. Dans tous les cas sauf un, les études ont été classées en fonction de l’ethnie prédominante de l’échantillon: Blanc, Hispanique ou Asiatique (Tableau 1). Dans le cas de l'étude de Hull et al. () il était possible de calculer les tailles d'effet séparément pour chacune de ces catégories ethniques sur la base de l'auto-identification de chaque participant. Bien que toutes les autres analyses aient utilisé les estimations globales de la taille d'effet tirées de l'analyse de Hull et al. échantillon total (n = 2,723), les analyses testant l’effet modérateur de l’ethnicité ont plutôt impliqué les tailles d’effets spécifiques associées à chacun des trois objectifs de Hull et al. sous-échantillons: blanc (n = 1,831), hispanique (n = 442) et Asiatiques / Insulaires du Pacifique (n = 49).

Une analyse de modérateur à effets fixes utilisant les trois catégories ethniques de Tableau 1 appliqué aux estimations du «décalage autorégressif uniquement» a produit un effet modérateur significatif,2(2) = 13.658, P = 0.001. Des analyses distinctes ont montré que l’effet était plus marqué chez les participants blancs, intermédiaire chez les participants asiatiques et plus faible chez les participants hispaniques (voir Fig. 1 pour les estimations au sein de chaque groupe, en plus des estimations globales basées sur ces échantillons d'étude). L'analyse du modérateur à effets fixes utilisant deux catégories ethniques hispanique et non hispanique a également produit un effet modérateur significatif,2(1) = 6.820, P = 0.009. La comparaison des modérateurs à effets aléatoires de trois ethnies et la comparaison des effets aléatoires d'échantillons hispaniques par rapport à des échantillons non hispaniques approchaient de la signification, [2(2) = 5.125, P = 0.077, et2(1) = 3.745, P = 0.053, respectivement].

Un fichier externe contenant une image, une illustration, etc. Le nom de l'objet est pnas.1611617114fig01.jpg

Coefficients de régression standardisés (β) associant un jeu vidéo violent de base à une agression physique ultérieure, y compris un décalage autorégressif de l'agressivité, et basés sur des données sélectionnées pour les analyses de modérateurs sur l'origine ethnique. La taille estimée de l’effet β (ES; carré) et l’intervalle de confiance 95% (IC; lignes) sont affichés pour tous les effets entrés dans la méta-analyse (-, -, -). Les diamants représentent la moyenne β pondérée de façon méta-analytique. Les pourcentages pondéraux des modèles à effets fixes et à effets aléatoires sont respectivement étiquetés W (fixe) et W (rand). Pour les études comportant plusieurs échantillons indépendants, le résultat de chaque échantillon est rapporté séparément et numéroté 1, 2 ou 3.

Une analyse de modérateur à effets fixes utilisant trois catégories ethniques appliquées aux estimations de «toutes les covariables» a produit un effet de modérateur significatif,2(2) = 9.059, P = 0.011, de la même forme que celle observée précédemment. Dans ce cas, ni la comparaison modératrice à effets aléatoires de trois ethnies,2(2) = 3.915, P = 0.141, ni la comparaison hispanique vs non hispanique,2 (1) = 2.280, P = 0.131, signification statistique atteinte.

Décalage horaire.

Une analyse de modérateur à effets fixes utilisant trois catégories de décalage (moins que 1 y, 1 y, plus de 1 y) appliquée aux estimations du «décalage autorégressif uniquement» a produit un effet modérateur significatif,2(2) = 14.218, P <0.001. Des analyses séparées ont indiqué que l'effet était le plus important dans les études avec un retard supérieur à 1 an, β = 0.157, IC à 95% = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001, et moins dans les études avec un retard égal à 1 an, β = 0.094, IC à 95% = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001, ou moins de 1 an, β = 0.095, IC à 95% = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Une analyse du modérateur à effets aléatoires n'a pas atteint les niveaux de signification conventionnels, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.

Âge.

Une analyse de modérateur à effets fixes utilisant deux catégories d'âge (12 et moins, 13 et plus) a donné un effet de modérateur proche de la signification,2(1) = 3.788, P = 0.052. Des analyses séparées ont indiqué que l'effet était légèrement plus important dans les études portant sur les effets chez les enfants plus âgés, β = 0.128, 95% IC = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, que ceux avec des enfants plus jeunes, β = 0.097, IC à 95% = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Une analyse du modérateur à effets aléatoires n'a pas atteint les niveaux de signification conventionnels, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.

a lieu

Les chercheurs ont été divisés sur la question de savoir si le fait de jouer à des jeux vidéo avec violence est associé à une augmentation ultérieure de l'agressivité physique. Bien qu'une majorité de chercheurs aient plaidé en faveur d'une telle association, une minorité vocale a prétendu que les preuves existantes étaient faussées à plusieurs égards. Nos résultats concernent trois des quatre critiques spécifiques de cette littérature décrites précédemment.

Premièrement, pour répondre à la critique selon laquelle de nombreuses études existantes utilisaient des mesures d'agression «non sérieuses» (par exemple, cognitions agressives ou affect), nous avons limité notre méta-analyse à des études qui mesuraient les changements dans l'agressivité physique manifeste au cours de mois ou d'années. Nos résultats ont démontré un effet métaanalytique fiable dans les études longitudinales, même en tenant compte des niveaux d’agression physique de base, ce qui suggère que les effets des jeux vidéo violents s’étendent à des comportements significatifs dans le monde réel.

Deuxièmement, pour répondre aux arguments selon lesquels les estimations de cet effet étaient fausses sur la base d’un défaut d’inclusion de contrôles statistiques adéquats, nous avons d’abord effectué nos analyses avec l’agression de base comme seule covariable, puis à nouveau avec toutes les covariables initialement incluses dans chaque étude. Les résultats ont montré que l'inclusion de covariables ne semble avoir qu'un impact mineur sur l'association estimée du jeu et de l'agressivité. En effet, pour deux des trois études rapportées par Ferguson et al. (, ), l'inclusion de leurs covariables préférées a légèrement augmenté la taille de l'association (Tableau 1).

Troisièmement, alors que les méta-analyses existantes ont été critiquées pour leur incapacité à prendre en compte le risque de biais de publication, nous n'avons observé aucune preuve que les études avec des tailles d'effet nulles ou négatives aient été sous-représentées dans la littérature, malgré l'utilisation de trois approches analytiques différentes pour évaluer le biais de publication. Il est important de noter que les approches analytiques utilisées pour arriver à cette conclusion se sont avérées posséder des qualités complémentaires: la technique du trim-and-fill a une puissance statistique élevée, mais un taux d'erreur élevé, alors que le test de corrélation de rang de Begg et Mazumdar a une puissance inférieure, ne produit pratiquement aucune erreur de type I (). Le fait que ces deux tests aboutissent à la même conclusion suggère que les résultats sont fiables.

En ce qui concerne la quatrième critique, axée sur la taille de ces effets, notre méta-analyse a donné une taille d’effet modeste de 0.11 lorsque les covariables supplémentaires n’étaient pas incluses. Ferguson et ses collègues ont noté qu'un coefficient de régression de 0.10 est associé à seulement 1% de la variance dans le résultat et ont conclu que ceci est si petit qu'il n'a pas de sens. Cependant, d'autres ont répondu que les coefficients de régression au carré fournissent une mesure moins appropriée pour juger de l'importance pratique des effets par rapport aux estimations du risque relatif (, ). En fait, Rosenthal () a soutenu que le recours à r2 Les valeurs d'interprétation des tailles d'effet sont particulièrement problématiques dans le contexte de l'étude des comportements antisociaux, tels que l'agression, affirmant que «notre capacité à prédire et à contrôler les comportements antisociaux n'est pas du tout triviale dans la pratique, malgré le petit r2s obtenu dans la plupart des études "(). Indépendamment de la définition subjective d’une taille d’effet significative, il est clair qu’un effet fiable et statistiquement significatif existe dans la littérature.

Bien que notre étude soutienne une vision sceptique des critiques susmentionnées de la littérature sur VGV et l'agression, nos résultats offrent une explication alternative aux conclusions divergentes auxquelles sont parvenus les chercheurs des deux côtés du débat. Plus précisément, nous avons trouvé des preuves que l’effet du VGV sur l’agression est modéré par l’origine ethnique, les participants blancs montrant l’effet le plus fort et les participants hispaniques ne montrant aucun effet significatif. Les effets pour les participants asiatiques se situaient entre ceux des deux autres groupes.

La possibilité que les effets des jeux vidéo violents sur l'agression soient modérés par l'appartenance ethnique a été évoquée dans une méta-analyse précédente par Anderson et al. () qui comprenait des échantillons occidentaux et asiatiques (mais non hispaniques). Dans le même temps, ces auteurs ont constaté que: (i) l'effet modérateur de l'ethnicité n'a approché que les niveaux de signification conventionnels et (ii) ne pouvait pas être dissocié de la variation de la méthodologie de recherche. Une méta-analyse ultérieure par Ferguson () a reproduit et étendu cette conclusion en montrant que des effets de jeu vidéo étaient présents parmi les échantillons occidentaux mais non asiatiques ou hispaniques. Cependant, étant donné que ces analyses impliquaient des études de tous types (y compris non longitudinaux) et ne prenaient pas en compte le type de jeu (violent ou non violent) dans les mesures d'exposition des jeux vidéo effectuées dans les études, les résultats ne se posaient pas directement à la question de Effets VGV au fil du temps.

En revanche, la méta-analyse actuelle se concentrait spécifiquement sur des études d'exposition à des jeux vidéo violents utilisant des conceptions longitudinales et développait les conclusions de Anderson et al. () en incluant de nombreuses études longitudinales publiées depuis et en distinguant les échantillons hispaniques des échantillons blancs et asiatiques. Nos résultats ont montré un effet statistiquement significatif de modération de l'ethnicité (bien que utilisant des estimations à effets fixes), de telle sorte que l'association la plus forte a été observée parmi les échantillons blancs, une association intermédiaire pour les échantillons asiatiques et une petite association non significative pour les échantillons hispaniques. Cela dit, étant donné le petit nombre d'études sur des échantillons hispaniques, il est clairement nécessaire de poursuivre les études sur cette population avant de tirer des conclusions définitives sur l'effet des jeux violents sur ce groupe.

Même si des différences entre groupes ethniques sont établies, il reste à savoir pourquoi l’ethnicité pourrait modérer l’influence des jeux vidéo violents sur les comportements agressifs. Anderson et al. () a élaboré cinq raisons pour lesquelles on s'attend à des effets de médias plus petits dans les sociétés orientales que occidentales. Plus précisément, ils discutent des différences interculturelles dans: (i) comment la violence est contextualisée dans les médias; (ii) la mesure dans laquelle les individus participent au contexte situationnel de l'action; (iii) le sens, l'expérience et le traitement des émotions; (iv) le contexte public-privé dans lequel les jeux vidéo sont généralement joués; et (v) les réseaux sociaux des joueurs. À ces raisons, nous ajouterions des différences entre les cultures dans le sens d'être un auteur et une victime d'agression. Dans cette perspective, les cultures qui promeuvent la responsabilité sociale et l’empathie envers les victimes de violence peuvent atténuer les effets du jeu violent en amenant les individus à se distancier psychologiquement de leur agression virtuelle et de ses implications pour leurs valeurs personnelles et leur comportement dans le monde réel. Inversement, les cultures qui promeuvent un individualisme brutal et une mentalité guerrière peuvent amener les individus à s'identifier au rôle d'agresseur et à dissiper la sympathie envers leurs victimes virtuelles, ce qui aura des conséquences sur leurs valeurs et leur comportement en dehors du football.

En ce qui concerne un tel compte rendu de la modération basée sur l'appartenance ethnique de l'effet du VGV sur l'agression observée dans la méta-analyse actuelle, Anderson et al. () ont constaté que la culture modérait l’impact des jeux de jeux vidéo violents sur la désensibilisation à la violence et à l’empathie, de sorte que les participants des cultures occidentales manifestaient une plus grande désensibilisation et une plus grande diminution de l’empathie que ceux des cultures orientales. Les conclusions de Ramos et al. () suggèrent que, comme dans le cas des cultures orientales, les participants hispaniques semblent maintenir l’empathie des victimes face aux représentations de la violence par les médias. En ce qui concerne la désensibilisation et la diminution de l'empathie étant une cause de l'impact du VGV sur l'agression ultérieure, Bartholow et al. () ont constaté que l’empathie induisait l’impact du VGV sur l’agression dans un plan expérimental. En même temps, alors que l’empathie envers la victime de VGV peut réduire l’agression ultérieure, l’empathie envers les auteurs peut en fait augmenter l’agression ultérieure en motivant la justification de leurs actions (par exemple, les réf. et ). De toute évidence, bien que notre récit concorde avec une variété de résultats empiriques, des recherches supplémentaires sont nécessaires pour établir l’empathie en tant que médiateur plausible de l’influence modératrice observée de l’ethnicité sur l’agression dans la méta-analyse actuelle.

Conclusion

Sur la base de cette méta-analyse, nous concluons que le fait de jouer à des jeux vidéo violents est associé à une augmentation du niveau d'agression physique déclarée au fil du temps, après prise en compte de l'agression antérieure. Ces résultats corroborent l’affirmation générale selon laquelle le jeu vidéo violent est associé à une augmentation de l’agression physique au fil du temps. En outre, les résultats soulèvent trois critiques spécifiques de cette littérature en démontrant: (i) que le jeu vidéo violent est associé à une augmentation des mesures de comportement agressif grave (c.-à-d. manifeste, agression physique), (ii) que les estimations de cet effet ne sont que légèrement réduites par l’inclusion de covariables statistiques, et (iii) en ne trouvant aucune preuve de biais de publication.

Les résultats suggèrent en outre que l’effet du VGV sur l’agression pourrait être modéré par l’origine ethnique, de sorte qu’il soit le plus fortement observé chez les participants blancs, moins fortement mais de manière moins fiable chez les participants asiatiques et non fiable chez les participants hispaniques. En outre, les conceptions qui impliquent des décalages plus longs semblent être associées à des effets plus importants, résultat cohérent avec les observations d'études à ondes multiples (par exemple, réf. ).

En résumé, les résultats de notre méta-analyse mettent sérieusement en cause plusieurs critiques majeures de la littérature reliant VGV et l'agression physique, et offrent une explication simple des résultats incohérents obtenus par les chercheurs des deux côtés du débat. Nous espérons que ces résultats aideront le terrain à aller au-delà de la question de savoir si les jeux vidéo violents augmentent le comportement agressif et à poser des questions concernant pourquoi, quand et pour qui ils ont de tels effets.

Notes

Les auteurs ne déclarent aucun conflit d'intérêt.

Cet article est une soumission directe de PNAS.

Cet article résulte du colloque Arthur M. Sackler de l'Académie nationale des sciences intitulé «Les médias numériques et le développement de l'esprit», tenu en octobre 14 – 16, 2015 au Centre Arnold et Mabel Beckman des académies nationales des sciences et de l'ingénierie d'Irvine. , CALIFORNIE. Le programme complet et les enregistrements vidéo de la plupart des présentations sont disponibles sur le site Web de NAS à l'adresse suivante: www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.

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