Abstracto
Para aclarar e cuantificar a influencia da violencia dos videoxogos (VGV) sobre o comportamento agresivo, realizamos unha metaanálise de todos os estudos potenciais ata a data que avalían a relación entre a exposición a VGV e a posterior agresión física excesiva. A estratexia de busca identificou estudos 24 con máis de participantes de 17,000 e intervalos de tempo que van desde os meses 3 ata os anos 4. As mostras comprendían diversas nacionalidades e etnias con idades medias de 9 a 19 anos. Para cada estudo obtivemos o coeficiente de regresión normalizado para o efecto potencial de VGV sobre a agresión posterior, controlando a agresión de base. VGV relacionouse coa agresión usando modelos fixos [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] e efectos aleatorios [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Cando se incluíron todos os covariables dispoñibles, o tamaño do efecto mantívose significativo para os dous modelos [β = 0.080 (0.065, 0.094) e β = 0.078 (0.053, 0.102), respectivamente]. Non se atopou ningunha evidencia de sesgo de publicación. Etnia foi un moderador estadísticamente significativo para os modelos de efectos fixos (P ≤ 0.011) pero non para os modelos de efectos aleatorios. As análises estratificadas indicaron que o efecto foi maior entre os brancos, intermedio entre os asiáticos e non significativo entre os hispanos. A discusión céntrase nas implicacións de tales conclusións nos debates actuais sobre os efectos dos videoxogos violentos sobre as agresións físicas.
Creouse unha polémica sobre a relación de violencia de xogos de videoxogos e agresión (1-4). Mentres que a maioría dos que investigan sobre este tema sosteñen que xogar a tales xogos aumenta o comportamento agresivo, unha minoría vocal argumentou que a relación entre o xogo e o comportamento agresivo do mundo real é no mellor estado excesivo e no peor dos casos. A polémica tivo importantes implicacións no mundo real. En 2011, o Tribunal Supremo estadounidense estableceu un estatuto de California deseñado para limitar as compras e os alugueres de videoxogos extremadamente violentos por parte de nenos (5). A opinión maioritaria manifestou escepticismo sobre a importancia dos efectos dos videoxogos violentos, asimilándoos a un "pasatempo inofensivo" (5).
Xogo violento de videoxogos e agresión
O caso de que o violento xogo de videoxogos aumente o comportamento agresivo foi feito con máis forza por Anderson et al. (6; ver tamén refs. 7 8). En concreto, estes autores realizaron unha metaanálise completa da literatura sobre o impacto do xogo de videoxogos violentos en seis categorías de resposta agresiva: cognición, afectación, excitación, empatía / sensibilización á violencia, comportamento agresivo excesivo e comportamento prosocial. O seu metaanálisis examinou os efectos de máis de 130 informes de investigación baseados en máis de 130,000 participantes. En base a estas análises, os autores concluíron que o xogo de videoxogos violentos está asociado positivamente a comportamentos agresivos, cognicións agresivas e afectos agresivos, así como asociados negativamente á empatía das vítimas de violencia e aos comportamentos prosociais. Ademais, os autores concluíron que estes efectos son estatísticamente fiables en estudos experimentais, de sección transversal e lonxitudinal, obsérvanse en culturas, xénero e tipos de xogo (por exemplo, en perspectiva de primeira persoa en terceira persoa; obxectivos humanos fronte a non humanos; etc.) en adiante) e que estudos metodoloxicamente superiores tendían a producir efectos maiores. Unha metaanálise máis recente de Greitemeyer e Mügge (9) chegou a conclusións similares.
Aínda que algúns alegran que demostran de forma definitiva un vínculo entre o violento xogo de videoxogos e a agresión (7), Anderson et al. (6) o metaanálisis non diminuíu o escepticismo entre unha minoría vocal de investigadores (10). Nun amplo abano de artigos, Ferguson (2, 11-16) publicou catro críticas ás investigacións que demostran que a violencia dos videoxogos (VGV) aumenta a agresión do mundo real: (iMoitos estudos que apoian este enlace usan medidas de "agresión nociva" (por exemplo, accesibilidade ás palabras relacionadas coa agresión, sentimentos relacionados coa agresión) que inflúen estimacións do tamaño de efecto; (iimoitos estudos non inclúen importantes covariables como controis estatísticos e, polo tanto, os efectos observados poden ser consecuencias espuriosas de terceiras relacións variables; (iii) existe un prexuízo para publicar estudos que apoien unha ligazón de agresión VGV → fronte a aqueles que denuncian un efecto nulo; e (iv) aínda que se acepta a existencia dunha relación de agresión VGV →, o tamaño do efecto estimado normalmente é extremadamente débil. A pesar de que Anderson e os seus colegas rexeitaron duramente estes argumentos (8), Ferguson e os seus compañeiros seguiron coa súa crítica (2, 15, 17, 18). Con respecto ás críticas suscitadas por Ferguson et al. (19-21), é de destacar que estes investigadores realizaron tres estudos lonxitudinais rigorosos que non atoparon relación significativa entre o xogo de videoxogos violentos e a agresión. Atribúen estes efectos en parte a: (i) empregar medidas de agresión "graves" (por exemplo, agresións físicas excesivas) e (ii) incluíndo covariables de control apropiados.
Etnia e xogo
Existen algunhas evidencias que apoian o potencial da etnia e da cultura para moderar os efectos da VGV. Anderson et al. (6) observaron no seu metaanálisis de comportamento agresivo en deseños lonxitudinais que o efecto VGV era algo maior nas culturas occidentais que as orientais e que esta diferenza se achegaba ao significado estatísticoP = 0.07). Ao mesmo tempo, nestas comparacións as diferenzas culturais confundíronse coa variación nos deseños de investigación, de xeito que "non estaba claro se a diferenza cultural debía atribuírse ás vulnerabilidades ou ao uso de diferentes medidas" (6).
Ferguson corroborou o potencial de etnia para moderar os efectos da exposición de videoxogos sobre a agresión (15) na súa recente metaanálise. Nese traballo, Ferguson atopou unha asociación estadísticamente significativa entre a exposición a videoxogos e o comportamento agresivo entre estudos que usaron mostras occidentais, pero esta relación non foi significativa entre estudos que empregaron mostras asiáticas ou hispanas. Debido a que estes achados metaanalíticos baseáronse en estudos que mediron a exposición a todos os videoxogos (en lugar de centrarse nos xogos violentos), os resultados poden non falar de preguntas sobre os efectos da VGV por se, pero admiten a visión da etnia como un moderador potencial de resultados agresivos.
Metaanálise de Investigacións Lonxitudinais sobre VGV e Comportamento Agresivo
A presente revisión pretende abordar os catro argumentos expostos anteriormente que se deron en contra dunha relación entre VGV e agresión, e avaliar a evidencia de etnia como moderador desta relación. Ao revisar a literatura centrámonos no que consideramos que proporciona a proba máis rigorosa e apropiada do videoxogo violento → hipótese de agresión: deseños lonxitudinais que examinan a asociación do xogo de videoxogos violentos nun momento determinado con agresións físicas posteriores. apuntar no tempo, mentres covaria unha agresión previa. Centrándonos nunha agresión física excesiva, evitamos as críticas de que outras medidas non agresivas de agresión inflen falsamente o tamaño do efecto visto na literatura. Realizando unha metaanálise, podemos estimar o tamaño medio, a fiabilidade estatística e a heteroxeneidade dos efectos na literatura. Isto permítenos examinar a medida en que esas estimacións varían en función de (i) os covariables estatísticos incluídos por investigadores individuais e (ii) a cultura / etnia do participante. Finalmente, buscamos evidencias de sesgo de publicacións empregando diversos métodos.
Methods
Recuperación e selección do estudo.
Buscamos nas bases de datos electrónicas PsycInfo, PubMed, Web of Science e ERIC empregando combinacións de palabras clave asociadas ao xogo de videoxogos (videoxogo * O videoxogo * OU xogo de computadora * O xogo electrónico *), deseños lonxitudinais (lonxitude ou prospectiva) e comportamento agresivo (agresor * ou violar * O delinquen *). A busca incluíu artigos publicados ata 1, 2017 ata abril. Os estudos procedentes de calquera país foron elixibles para a inclusión e os publicados en idiomas distintos do inglés foron elixibles para a súa inclusión sempre que se puidesen traducir ao inglés. Os artigos, disertacións e capítulos de libros foron elixibles, independentemente de se fosen publicados ou non publicados.
Para ser elixible para a inclusión no metaanálisis, os estudos deben ter medido a exposición violenta dos videoxogos e a agresión física nun momento e medir a agresión física polo menos 3 wk despois. Dado que a relación de interese é específica dun conxunto de videoxogos con contido violento ou maduro, os estudos quedaron excluídos se valoraban a exposición total dos videoxogos (en lugar da exposición a xogos violentos ou de calidade madura) ou se valoraban a exposición a películas violentas ou medios diferentes aos videoxogos. Só se incluíron estudos que medían a agresión física excesiva do mundo real, baseándose na perspectiva de que os cambios en cognición inducidos polos videoxogos (por exemplo, actitudes, sesgo atributivo), emoción (por exemplo, hostilidade, desensibilización emocional), sentimentos (por exemplo, empáticos. preocupación) e a excitación son fundamentalmente importantes na medida en que dilucidan procesos psicolóxicos que poden servir de mediadores para un efecto de comportamento establecido. Os autoinformes de comportamentos agresivos do mundo real foron medidas de agresión aceptables, do mesmo xeito que as valoracións similares proporcionadas por pais, profesores ou compañeiros. Non se consideraron medidas aceptables os informes con escenarios hipotéticos e informes restrinxidos á agresión verbal. Finalmente, a investigación limitouse a deseños lonxitudinais, dada a súa forza ao reducir a plausibilidade de causalidade inversa. Aínda que restrinxe a revisión a estudos lonxitudinais do mundo real, a agresión física excesiva non impide estudos que empreguen deseños experimentais, senón que elimina de consideración aqueles experimentos en laboratorio cuxos efectos poderían ser criticados porque implican só efectos temporais sobre o comportamento. Puxéronse en contacto con cada conxunto de autores dos estudos resultantes para saber sobre a información que puidesen ter sobre outros estudos lonxitudinais publicados ou inéditos do xogo de videoxogos e da agresión.
Para todos os estudos, a estimación do tamaño do efecto empregado foi o coeficiente de regresión normalizado asociado ao xogo de videoxudos violentos e á agresión física posterior, calculado á vez que se incluía unha agresión previa como covariada. Preferíase esta estimación por unha correlación de orde cero porque caracteriza mellor a relación de interese, é dicir, o vínculo entre a exposición de videoxogos violentos e o cambio posterior da agresión, o que require unha agresión previa. Ademais, na medida en que os investigadores incluían covariados máis aló do xogo de videoxogos violentos e a agresión previa nos seus efectos publicados orixinalmente, contactamos con cada equipo de investigación e solicitamos que nos proporcionasen o coeficiente de regresión normalizado asociado ao xogo de videoxogos violentos de base cando se usaban para predecir os seguintes. agresión física mentres covaria:i) base de agresión física só e (ii) base da agresión física e xénero.
Análise estatística.
Estimamos os efectos globais e a heteroxeneidade dos tamaños de efectos empregando modelos de metaanálisis tanto de efectos fixos como de efectos aleatorios. A continuación, probamos se algunha das heteroxeneidades observadas era previsible a partir de tres características de estudo identificables: a etnia dos participantes maioritaria, a idade media do participante no inicio do estudo e a demora lonxitudinal na medida da agresión. Finalmente, realizamos análises de sesgo de publicacións descritos en detalle a continuación. Utilizamos SPSS v20 e o paquete R "meta" (22) para realizar metaanálises e análises de sesgo de publicación.
Resultados
Resultados da busca de literatura.
En última instancia, a nosa busca produciu estudos 24 (19-21, 23-40) (Táboa 1), dos que só 5 apareceu na metaanálise anterior de Anderson et al. (6) e 8 das cales apareceron nun metaanálise máis recente por Greitemeyer e Mügge (9). Estes estudos incluíron a máis de participantes de 17,000 procedentes de gran variedade de países (Austria, Canadá, Alemaña, Xapón, Malaisia, Países Baixos, Singapur e Estados Unidos). A idade media dos participantes oscilou entre 8.9 e 19.3 y, e o atraso de tempo lonxitudinal oscilou entre 3 mo e algo máis de 4 y. A gran maioría destes estudos mediron o xogo de videoxogos violentos e o comportamento agresivo nun momento inicial e logo usaron ambas medidas para predicir o comportamento agresivo posterior nunha análise de regresión simultánea (ou análise de ruta ou modelo de ecuación estrutural), ao tempo que incluían unha variedade de control. covariables. Todos os estudos mediron a exposición a videoxogos violentos en lugar de manipular experimentalmente a exposición de videoxogos.
Táboa 1.
Estudos lonxitudinais sobre VGV e agresións
| Autores | ano | Nacionalidade | Principal etnia | Medida de agresión física | n | Idade media T1* | Lag (anos) | Covariados distintos da agresión inicial | ||
| ningún | Sexo | todo | ||||||||
| Adachi e Willoughby (23) | 2016 | Canadense | branco | Agresión directa (física e verbal) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | xaponés | Asiático | Escala de agresión física | 181 | ∼13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | xaponés | Asiático | Agresión física do mes pasado | 1,050 | ∼15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | Americano | branco | Índice de informes de profesores, compañeiros e autoinformes, curso escolar actual | 364 | ∼10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | alemán | branco | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, dous ítems) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | alemán | branco | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, dous ítems) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | Americano | branco | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, cinco elementos) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | Americano | hispánico | Lista de verificación do comportamento infantil Autorreporte xuvenil, agresión, neno (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et al. (21)‡ | 2012 | Americano | hispánico | Lista de verificación do comportamento infantil Autorreporte xuvenil, agresión, neno (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et al. (20)‡ | 2013 | Americano | hispánico | Lista de verificación do comportamento infantil Autorreporte xuvenil, agresión, neno (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et al. (27) | 2016 | holandés | branco | Agresión física | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | Americano | branco | Pelexas autoinformadas, valoración dos profesores da agresión física | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Singapur | Asiático | Seis ítems que avalían a agresión física | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer e Sagiogluo (30) | 2017 | Americano | branco | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, dous ítems) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner e Strohmeier (31) | 2015 | Austríaco | branco | Violencia persoal | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf, et al. (32) | 2008 | alemán | branco | Violencia dos estudantes | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al. (33) | 2014 | Americano | branco | Golpeando a membros non familiares, enviados á oficina da escola para pelexar | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Submostra 1 | branco | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Submostra 2 | hispánico | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Submostra 3 | Asiático | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | alemán | branco | Agresión física (cinco ítems) e informe dun profesor (un elemento) | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | holandés | branco | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, sete ítems) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller e Krahé (36)†,‡ | 2009 | alemán | branco | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, sete ítems) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al. (37)† | 2008 | xaponés | Asiático | Cuestionario de agresións de Buss & Perry (físico, seis ítems) | 498 | ∼10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | alemán | branco | "Inclinación da agresión" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | alemán | branco | Nominación dos pares, valoración do profesor: variable latente | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | Canadense | branco | Agresión directa (excesiva). Efecto relaciona o xogo de videoxogos violento sostido 9 – 12 con pendente agresiva | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Nota: von Salisch et al. (39) empregou só nominacións por pares e clasificacións de profesores para medir a agresión; o resto de estudos incluíron medicións de agresión autoinformadas.
Táboa 1 resume as principais características destes estudos, incluída a nacionalidade dos participantes e a nosa categorización dos participantes como representantes de tres etnias primarias: branco, hispano e asiático. Ademais, a táboa inclúe unha breve descrición da medida de agresión física empregada, idade media dos participantes na liña base, retraso de tempo para a avaliación da posterior agresión física e estimacións do tamaño de efecto sen covariables diferentes á agresión de base, con agresión de base e xénero, e con todos os covariados incluídos no informe orixinal.
Análises básicas.
As estimacións do tamaño do efecto usan só un retraso autoregresivo como covariado.
Para todos, salvo un dos conxuntos de datos, puidemos obter estimacións do coeficiente de regresión estandarizado asociando só o xogo de videoxogos violentos inicial con unha agresión física posterior, ocultando a agresión física inicial (Táboa 1). Un metaanálisis de efectos fixos produciu un coeficiente medio de β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001 e unha estatística Q, χ2(22) = 61.820, P <0.001, que indicou unha heteroxeneidade significativa. Unha metanálise de efectos aleatorios Hedges – Vevea produciu estimacións similares do tamaño do efecto, β = 0.106, IC do 95% = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 e unha estatística Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, indicando heteroxeneidade non significativa.
Tamaño de efectos estimados mediante lag autoregresivo máis covariables.
Realizáronse análises posteriores que implicaron estimacións axustadas para todos os covariables empregados no 24 resultados orixinalmente informados. A maioría de estudos reportaron estimacións positivas indicando que o xogo de videoxogos violentos se asociaba a aumentos co paso do tempo na agresión física que controlaba a agresión previa e a todos os outros covariables.
Un metaanálisis de efectos fixos produciu un coeficiente medio de β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001 e unha estatística Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (indicando unha heteroxeneidade significativa). Unha análise de efectos aleatorios Hedges-Vevea produciu estimacións de tamaño de efecto similares, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 e unha estatística Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, indicando heteroxeneidade non significativa. (Os resultados das análises que incluíron tanto o retraso autoregresivo como o xénero como covariables estaban entre as estimacións destes dous análises. Están dispoñibles dos autores previa solicitude.)
Sesgo de publicacións.
Realizamos tres análises para avaliar o sesgo de publicacións posibles, ningunha das cales atopou evidencias para sobreestimar o efecto na literatura. Rosenthal-Fail-Safe n as estimacións indicaron que máis de 700 conclusións nulas serían necesarias para poñer en risco a conclusión de que existe unha relación lonxitudinal positiva entre o xogo de videoxogos violentos e a agresión física (estímase empregando só a covariamento de lag autoregresivo da agresión, Fail-Safe) n = 1,334; estimacións que utilizan todos os covariables, sen falla n = 723). O Begg e Mazumdar (41) correlación de rango τ-b non era significativo tanto no modelo de efectos aleatorios que incluía só o atraso autoregresivo da agresión previa, τ-b = −0.269, P = 0.072, e o modelo que incluía todos os covariates, τ-b = −0.033, P = 0.823 Finalmente, unha análise de recorte e recheo (42, 43) aplicado a estes datos non engadiu efectos á distribución, indicando unha vez máis a falta de sesgo de publicación.
Análise de moderador.
Para explorar os moderadores potenciais destes efectos observados, examinamos a variación nas estimacións do tamaño do efecto asociadas a tres características do estudo: a etnia do participante, a idade e o atraso de tempo entre as medicións da agresión.
Etnia.
Realizáronse análises de moderador para probar a variación do tamaño do efecto en función da etnia participante. En todo menos un caso, os estudos clasificáronse en función da etnia predominante da mostra: branca, hispana ou asiática (Táboa 1). No caso do estudo de Hull et al. (33) foi posible calcular tamaños de efectos por separado para cada unha destas categorías étnicas en función da autoidentificación de cada participante. Aínda que todas as outras análises usaron as estimacións de tamaño de efecto global de Hull et al. mostra total (n = 2,723), análises probando o efecto moderador da etnia en vez de implicar os tamaños de efecto específicos asociados a cada un dos tres Hull et al. submostras: Branco (n = 1,831), hispano (n = 442) e illa asiática / do Pacífico (n = 49).
Unha análise de moderador de efectos fixos usando as tres categorías étnicas en Táboa 1 aplicado ao cálculo do "autoregresivo só" produciu un efecto moderador significativo χ2(2) = 13.658, P = 0.001 Análises separadas indicaron que o efecto foi maior entre os participantes brancos, intermedio entre os participantes asiáticos e menor entre os participantes hispanos (ver Fig 1 para estimacións dentro de cada grupo, ademais das estimacións globais baseadas nestas mostras de estudo). A análise de moderador de efectos fixos empregando dúas categorías étnicas de hispanos vs. non hispanos tamén produciu un efecto moderador significativo, χ2(1) = 6.820, P = 0.009 Tanto a comparación de moderadores de efectos aleatorios de tres etnias como a comparación de efectos aleatorios de mostras hispánicas non hispánicas achegáronse á significación, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077, e χ2(1) = 3.745, P = 0.053, respectivamente].
Os coeficientes de regresión (β) estandarizados que asociaron o xogo de videoxogos violentos de base con agresións físicas posteriores, incluído un retraso autoregresivo para a agresión e baseados nos datos seleccionados para as análises de moderador de etnia. O tamaño do efecto estimado β (ES; cadrado) e o intervalo de confianza do 95% (CI; liñas) móstranse para todos os efectos introducidos no metaanálise (19-21, 23-31, 33-40). Os diamantes representan a medición β ponderada metaanalíticamente. As porcentaxes de peso para modelos de efectos fixos e efectos aleatorios están etiquetadas W (fix) e W (rand), respectivamente. Para estudos con varias mostras independentes, o resultado de cada mostra é informado por separado e numerados 1, 2 ou 3.
Unha análise de moderador de efectos fixos utilizando tres categorías étnicas aplicadas ás estimacións de "todos os covariables" produciu un efecto moderador significativo, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, da mesma forma que observada anteriormente. Neste caso, nin a comparación do moderador con efectos aleatorios de tres etnias, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, nin a comparación hispana ou non hispana,,2 (1) = 2.280, P = 0.131, significado estatístico acadado.
Retardo no tempo
Unha análise de moderador de efectos fixos empregando tres categorías de retraso de tempo (menos de 1 y, 1 y, máis de 1 y) aplicada ás estimacións de "retardado autoregresivo" produciu un efecto moderador significativo, χ2(2) = 14.218, P <0.001. As análises separadas indicaron que o efecto foi maior nos estudos cun atraso superior a 1 y, β = 0.157, IC do 95% = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 e menor en estudos cun atraso igual a 1 y, β = 0.094, IC do 95% = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 ou menos de 1 y, β = 0.095, IC do 95% = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Unha análise de moderador de efectos aleatorios non acadou niveis de significación convencionais, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Idade.
Unha análise de moderador de efectos fixos empregando dúas categorías de idade (idade 12 e menor, idade 13 e máis antiga) produciu un efecto moderador que se achegaba á significación, χ2(1) = 3.788, P = 0.052 Análises separadas indicaron que o efecto foi lixeiramente maior en estudos que examinaron efectos entre nenos maiores, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, que aqueles con nenos máis pequenos, β = 0.097, IC do 95% = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Unha análise de moderador de efectos aleatorios non acadou niveis de significación convencionais, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Conversa
Dividíronse os investigadores con respecto á cuestión de se xogar ou non a videoxogos violentos está asociado a subidas posteriores da agresión física. Aínda que a maioría de investigadores discutiron esta asociación, unha minoría vocal afirmou que as probas existentes son erradas en varios aspectos. Os nosos resultados falan de tres das catro críticas específicas desta literatura expostas anteriormente.
En primeiro lugar, para abordar a crítica de que moitos estudos existentes usaron medidas "non prexudiciais" da agresión (por exemplo, cognicións ou afectos agresivos), limitamos o noso metaanálisis a estudos que mediron cambios na agresión física excesiva ao longo de meses ou anos. Os nosos resultados demostraron un efecto metaanalítico fiable en estudos lonxitudinais, incluso ao controlar niveis de base de agresión física, o que suxire que os efectos dos videoxogos violentos se estenden a comportamentos significativos no mundo real.
En segundo lugar, para abordar os argumentos que as estimacións deste efecto eran espuriosas baseadas nun fracaso de inclusión de controis estatísticos adecuados, primeiro realizamos as nosas análises con agresión de base como única covaria e de novo con todos os covariables incluídos orixinalmente en cada estudo. Os resultados demostraron que a inclusión de covariables parece ter só un pequeno impacto na asociación estimada de xogo e agresión. De feito, para dous dos tres estudos reportados por Ferguson et al. (20, 21) A inclusión dos seus covariados preferidos aumentou lixeiramente o tamaño da asociación (Táboa 1).
En terceiro lugar, aínda que se criticou que os metaanálises existentes non tiveron en conta o potencial de sesgo de publicacións, non observamos evidencias de que os estudos con tamaños de efecto nulo ou negativo non estivesen subrepresentados na literatura, a pesar de usar tres enfoques analíticos diferentes para avaliar o sesgo de publicacións. É importante demostrar que os enfoques analíticos empregados para chegar a esta conclusión posúen cualidades complementarias: a técnica de relleno e recheo ten unha alta capacidade estatística pero unha taxa de erro de tipo I elevada, mentres que a proba de correlación de rango de Begg e Mazumdar ten unha potencia menor pero non produce erros de tipo I practicamente (44). O feito de que ambas as dúas probas cheguen á mesma conclusión suxire que os resultados son fiables.
Con respecto á cuarta crítica, centrada no tamaño destes efectos, o noso metaanálisis produciu un tamaño modesto de ≈0.11 cando non se incluían covariables adicionais. Ferguson e os seus compañeiros observaron que un coeficiente de regresión de 0.10 está asociado con só o 1% da varianza do resultado e concluíron que este tamaño é tan pequeno como sen sentido. Non obstante, outros contrariaron que os coeficientes de regresión cadrados proporcionan unha métrica menos apropiada para xulgar a importancia práctica dos efectos en comparación coas estimacións de risco relativo (1, 45). De feito, Rosenthal (45) argumentou esa confianza r2 Os valores para interpretar os tamaños de efectos son particularmente problemáticos no contexto do estudo de comportamentos antisociais, como a agresión, afirmando que “a nosa capacidade de predicir e controlar o comportamento antisocial non é nada trivial en termos prácticos, a pesar do aparentemente pequeno. r2obtivo na maioría dos estudos "(45). Independentemente da definición subxectiva dun tamaño de efecto significativo, está claro que na literatura existe un efecto fiable estadísticamente significativo.
Aínda que o noso estudo apoia unha visión escéptica das críticas anteriormente mencionadas da literatura sobre VGV e as agresións, os nosos resultados ofrecen unha posible explicación alternativa ás diferentes conclusións ás que chegaron investigadores en partes opostas do debate. En concreto, atopamos evidencias de que o efecto da VGV sobre a agresión está moderado pola etnia mostral, cos participantes brancos mostrando o efecto máis forte e os participantes hispanos non mostran efectos significativos. Os efectos para os participantes asiáticos caeron entre os dos outros grupos.
Anderson et al., A posibilidade de que os efectos dos videoxogos violentos sobre a agresión estean moderados pola etnia foi plantexada nun metaanálisis anterior. (6) que incluían mostras occidentais e asiáticas (pero non hispánicas). Ao mesmo tempo, estes autores descubriron que: (i) o efecto moderador da etnia só se achegou a niveis convencionais de significado e (ii) non se pode desmarcar da variación na metodoloxía de investigación. Unha posterior metaanálise de Ferguson (15) replicou e ampliou este achado mostrando que os efectos dos videoxogos estaban presentes entre mostras occidentais pero non asiáticas ou hispanas. Non obstante, dado que esas análises implicaron estudos de todo tipo de deseño (incluídos non longitudinais) e non tiveron en conta o tipo de xogo (violento ou non violento) nas medidas de exposición de videoxogos dos estudos, os resultados non falan directamente da cuestión de. Efectos da VGV ao longo do tempo.
En contraste, o presente metaanálisis centrouse especialmente nos estudos de exposición de videoxogos violentos que usaron deseños lonxitudinais e expandíronse sobre os descubrimentos de Anderson et al. (6) incluíndo moitos estudos lonxitudinais publicados desde entón e distinguindo hispanos ademais das mostras brancas e asiáticas. Os nosos resultados mostraron un efecto de moderación estadísticamente significativo da etnia (aínda que usando estimacións de efectos fixos), de xeito que a asociación máis forte foi a observada entre as mostras de Branco, unha asociación intermedia para as mostras asiáticas e unha pequena asociación non significativa para as mostras hispánicas. Dito isto, dado o pequeno número de estudos con mostras hispánicas, son necesarios máis estudos desta poboación antes de sacar conclusións firmes sobre o efecto dos xogos violentos sobre este grupo.
Mesmo se se establecen diferenzas entre grupos étnicos, a cuestión segue a ser por que a etnia pode moderar a influencia dos videoxogos violentos sobre comportamentos agresivos. Anderson et al. (6) elaborou cinco razóns para esperar tamaños de efectos máis pequenos nas sociedades orientais que occidentais. Concretamente, discuten as diferenzas interculturais en:i) como se contextualiza a violencia nos medios de comunicación; (ii) a medida en que os individuos atenden ao contexto situacional de acción; (iii) o significado, a experiencia e o procesamento de emocións; (iv) o contexto público-privado no que se reproducen normalmente os videoxogos; e (v) as redes sociais dos xogadores. A estas razóns engadiríamos variacións entre culturas no sentido de ser un autor e vítima dunha agresión. Desde esta perspectiva, as culturas que promoven a responsabilidade social e a empatía cara ás vítimas de violencia poden diminuír os efectos do xogo violento levando ás persoas a distanciarse psicoloxicamente da súa agresión virtual e das súas implicacións para os seus valores persoais e o seu comportamento do mundo real. Pola contra, as culturas que promoven un individualismo accidentado e unha mentalidade similar ao guerreiro poden levar aos individuos a identificarse co papel do agresor e amortecer a simpatía cara ás súas vítimas virtuais, con consecuencias para os seus valores e comportamento fóra do xogo.
Con respecto a tal conta da moderación baseada na etnia do efecto da VGV sobre a agresión observada na metaanálise actual, Anderson et al. (6) atoparon que a cultura moderou o impacto do xogo de videoxogos violentos na desensibilización á violencia e a empatía, de xeito que os participantes das culturas occidentais mostraron unha maior desensibilización e unha diminución maior da empatía que os das culturas orientais. Conclusións de Ramos et al. (46) suxiren que, de xeito similar ás procedentes das culturas orientais, os participantes hispanos parecen manter a empatía polas vítimas fronte ás representacións de violencia nos medios. Respecto á desensibilización e diminución da empatía sendo causa do impacto da VGV sobre as agresións posteriores, Bartholow et al. (47) atoparon que a empatía mediaba o impacto da VGV na agresión nun deseño experimental. Ao mesmo tempo, mentres que a empatía pola vítima de VGV pode diminuír a agresión posterior, a empatía para os autores pode realmente aumentar a agresión posterior motivando a xustificación das súas accións (por exemplo, ref. 48 49). Obviamente, aínda que a nosa conta sexa consistente cunha variedade de achados empíricos, é necesaria a investigación adicional para establecer a empatía como mediador plausible da influencia moderada observada da etnia sobre a agresión na metaanálise actual.
Conclusión
En base a este metaanálisis, concluímos que xogar a videoxogos violentos está asociado a maiores niveis de agresión física excesiva ao longo do tempo, despois de contabilizar a agresión previa. Estes resultados apoian a afirmación xeral de que o xogo de videoxogos violento está asociado a aumentos da agresión física co paso do tempo. Ademais, os resultados falan de tres críticas específicas desta literatura ao demostrar: (i) que o xogo de videoxogos violento está asociado a aumentos de medidas de comportamento agresivo grave (ou sexa, agresión física excesiva), (ii) que as estimacións deste efecto só se reducen lixeiramente pola inclusión de covariables estatísticos, e (iii) ao non atopar probas de sesgo de publicación.
Os resultados suxiren que o efecto da VGV sobre a agresión pode estar moderado pola etnia mostral, de xeito que se observa con máis forza entre os participantes brancos, menos observada con confianza entre os participantes asiáticos e pouco fiable entre os participantes hispanos. Ademais, os deseños que implican demoras máis longas parecen estar asociados a efectos maiores, un achado consistente coas observacións en estudos multiondas (por exemplo, ref. 33).
En resumo, os resultados do noso metaanálisis supoñen serios retos para varias críticas importantes da literatura que vincula VGV e a agresión física e ofrecen unha explicación sinxela para os descubrimentos inconsistentes de investigadores en partes opostas do debate. Desexamos que estes descubrimentos axuden ao campo a pasar por detrás de se os videoxogos violentos aumentan o comportamento agresivo e as preguntas sobre por que, cando e para quen teñen tales efectos.
Notas ao pé
Os autores declaran ningún conflito de interese.
Este artigo é unha presentación directa de PNAS.
Este artigo resulta do coloquio Arthur M. Sackler da Academia Nacional de Ciencias, "Digital Media and Developing Minds", celebrado en outubro 14-16, 2015, no Arnold e Mabel Beckman Center das Academias Nacionales de Ciencias e Enxeñaría en Irvine. , CA. O programa completo e as gravacións en vídeo da maioría das presentacións están dispoñibles na páxina web da NAS www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;