Absztrakt
A videojáték-erőszak (VGV) agresszív viselkedésre gyakorolt hatásainak tisztázása és számszerűsítése céljából minden eddig elvégzett prospektív tanulmány metaanalízisét elvégeztük, amely felmérte a VGV-expozíció és az azt követő nyílt fizikai agresszió kapcsolatát. A keresési stratégia azonosította az 24 vizsgálatokat több mint 17,000 résztvevővel, és az időbeli eltéréseket az 3 hónapoktól az 4 évekig terjedt. A minták különböző nemzetiségeket és etnikumokat tartalmaztak, átlagéletkoruk 9 és 19 év között volt. Mindegyik tanulmányhoz megkaptuk a standard regressziós együtthatót a VGV várható hatására a későbbi agresszióra, kontrollálva az alapvető agressziót. A VGV összefüggésben volt az agresszióval, mind rögzített [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)], mind a véletlenszerű effektus modellekkel [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Az összes rendelkezésre álló kovariátum bevonása esetén a hatás nagysága mindkét modellnél szignifikáns maradt [β = 0.080 (0.065, 0.094) és β = 0.078 (0.053, 0.102)]. Nem találtak bizonyítékot a közzététel torzulására. Az etnikai hovatartozás statisztikailag szignifikáns moderátor volt a fix effektusú modellekben (P ≤ 0.011), de a véletlenszerű effektusok esetében nem. A rétegezett elemzések szerint a hatás a fehérek körében volt a legnagyobb, az ázsiaiak középszintű, és a spanyolok körében nem szignifikáns. A vita az ilyen megállapítások következményeire összpontosít az erőszakos videojátékok fizikai agresszióval kapcsolatos hatásainak jelenlegi vitáira.
Vita alakult ki az erőszakos videojátékok és az agresszió (1-4). Míg a témát kutató kutatók többsége azt állítja, hogy az ilyen játékok játszása növeli az agresszív viselkedést, az ének kisebbség azt állította, hogy a játékmenet és a való világ agresszív viselkedése közötti kapcsolat a legjobb esetben túlbecsült és legrosszabb esetben hamis. A vitának fontos valós következményei voltak. Az 2011 ügyben az Egyesült Államok Legfelsőbb Bírósága megsértette egy kaliforniai törvényt, amelynek célja a gyermekek által rendkívül erőszakos videojátékok vásárlásának és kölcsönzésének korlátozása (5). A többségi vélemény szkepticizmussal fejezte ki az erőszakos videojátékok hatásának fontosságát, hasonlítva őket „ártalmatlan időtöltéshez” (5).
Erőszakos videojátékok és agresszió
Anderson et al., A legerőteljesebben azt az esetet fejtette ki, hogy az erőszakos videojátékok növelik az agresszív viselkedést. (6; lásd még refs. 7 és a 8). Pontosabban, ezek a szerzők az erőszakos videojátékok hatásáról szóló, az erőszakos videojátékok hatásáról szóló átfogó metaanalízist végeztek az agresszív válasz hat kategóriájában: megismerés, befolyás, izgalom, az erőszak iránti érzékenység / érzékenyítés, nyílt agresszív viselkedés és nyílt proszociális viselkedés. Metaanalízisük több mint 130 kutatási jelentés hatásait vizsgálta több mint 130,000 résztvevők alapján. Ezen elemzések alapján a szerzők arra a következtetésre jutottak, hogy az erőszakos videojátékok pozitívan kapcsolódnak az agresszív viselkedéshez, az agresszív megismeréshez és az agresszív hatásokhoz, valamint negatívan kapcsolódnak az erőszak áldozatainak empátiahoz és a prosocialis viselkedéshez. Ezenkívül a szerzők arra a következtetésre jutottak, hogy ezek a hatások statisztikailag megbízhatóak a kísérleti, keresztmetszeti és longitudinális vizsgálatokban, és kultúrák, nemek és játéktípusok között megfigyelhetők (pl. Az első vs. harmadik személy perspektíva; emberi vs. nem-humán célok; stb.) tovább), és a módszertanilag jobb vizsgálatok általában nagyobb hatást mutattak. Greitemeyer és Mügge újabb metaanalízise (9) hasonló következtetésekre jutott.
Annak ellenére, hogy néhányan üdvözölték, mivel meggyőző módon bizonyítja a kapcsolatot az erőszakos videojátékok és az agresszió között (7), az Anderson és mtsai. (6) a metaanalízis nem csökkentette a szkepticizmust a kutatók vokális kisebbségében (10). Széles cikkekben a Ferguson (2, 11-16) négy kritikát tett a kutatás során, amelynek célja annak bemutatása, hogy a videojátékok erőszakja (VGV) növeli a valós agressziót: (i) számos, az ilyen összefüggést alátámasztó tanulmány felhasználja a „nem szigorú agresszió” intézkedéseit (pl. az agresszióval kapcsolatos szavak elérhetősége, agresszióval kapcsolatos érzések), amelyek megnövelik a hatásméret-becsléseket; (ii) sok tanulmány nem tartalmaz statisztikai kontrollokként fontos kovariátokat, ezért a megfigyelt hatások a harmadik változó kapcsolat hamis következményei lehetnek; (III) elfogult a VGV → agresszió kapcsolatát támogató tanulmányok közzététele, szemben a semleges hatást bejelentőkkel; és (iv) még akkor is, ha elfogadjuk a VGV → agressziós kapcsolat létezését, a jellemzően jelentett becsült hatásméret rendkívül gyenge. Annak ellenére, hogy Anderson és munkatársai erőteljesen megcáfolták ezeket az érveket (8), Ferguson és kollégái továbbra is kritikáik mellett állnak (2, 15, 17, 18). A Ferguson et al. (19-21), figyelemre méltó, hogy ezek a kutatók három szigorú longitudinális tanulmányt készítettek, amelyek nem találtak szignifikáns kapcsolatot az erőszakos videojátékok és az agresszió között. Ezeket a hiányokat részben a következőknek tulajdonítják: (i) „súlyos” agresszió mérésére (pl. nyílt fizikai agresszió), és (ii), beleértve a megfelelő kontroll-kovariátokat.
Etnikai hovatartozás és játék
Vannak olyan bizonyítékok, amelyek alátámasztják az etnicitás és a kultúra potenciálját a VGV hatásainak mérséklésére. Anderson és mtsai. (6) az agresszív viselkedés metaanalízisében a hosszanti mintákban megállapították, hogy a VGV hatás valamivel nagyobb volt a nyugati, mint a keleti kultúrákban, és ez a különbség megközelítette a statisztikai szignifikanciát (P = 0.07). Ugyanakkor ezekben az összehasonlításokban a kulturális különbségeket összekeverték a kutatási tervek eltéréseivel, így „nem volt világos, hogy a különbséget a sebezhetőség kulturális különbségeihez vagy a különféle intézkedések alkalmazásához kell-e tulajdonítani” (6).
Ferguson megerősítette azt a lehetőséget, hogy az etnikai hovatartozás mérsékelje a videojátékok expozíciójának agresszióra gyakorolt hatásait (15) a saját közelmúltbeli metaanalízisében. Ebben a munkában Ferguson statisztikailag szignifikáns összefüggést talált a videojátékoknak való kitettség és az agresszív viselkedés között a nyugati mintákat használó tanulmányok között, ám ez a kapcsolat nem volt szignifikáns az ázsiai vagy spanyol mintákat használó tanulmányok között. Mivel ezek a metaanalitikus eredmények olyan tanulmányokon alapultak, amelyek az összes videojáték expozícióját mérték (nem pedig az erőszakos játékokra összpontosítottak), az eredmények talán nem tartalmazzák a VGV hatásokkal kapcsolatos kérdéseket önmagában, ám támogatják az etnikai hovatartozást mint a agresszív eredmények.
A VGV és az agresszív viselkedés longitudinális kutatásának metaanalízise
Jelen áttekintés célja a fent vázolt négy érv kezelése, amelyeket a VGV és az agresszió közötti kapcsolat ellen hoztak, és az etnikai hovatartozás bizonyítékainak újraértékelése e kapcsolat moderátoraként. Az irodalom áttekintésekor arra összpontosítunk, hogy mi tekintjük az erőszakos videojátékok legszigorúbb és legmegfelelőbb tesztjét → agresszió-hipotézis: olyan longitudinális tervek, amelyek megvizsgálják az erőszakos videojátékok egy pillanatban a nyilvánvaló fizikai agresszió társulását az idő előtti agresszióval együtt. A nyílt fizikai agresszióra összpontosítva elkerüljük azt a kritikát, miszerint az agresszió egyéb nem szigorú intézkedései hamisan növelik az irodalomban megfigyelt hatást. Metaanalízis elvégzésével becsülhetjük meg a szakirodalomban a hatások átlagos méretét, statisztikai megbízhatóságát és heterogenitását. Ez lehetővé teszi, hogy megvizsgáljuk, hogy ezek a becslések mennyiben változnak (i) az egyes kutatók statisztikai kovariátorai és (ii) a résztvevő kultúrája / etnikai hovatartozása. Végül különféle módszerekkel kerestük a kiadvány torzulásának bizonyítékait.
Mód
Tanulmány visszakeresése és kiválasztása.
A PsycInfo, a PubMed, a Web of Science és az ERIC elektronikus adatbázisokban a videojátékokhoz kapcsolódó kulcsszavak kombinációjával (video gam * OR videogam * OR számítógépes gam * OR elektronikus gam *), longitudinális mintákkal (longitudinalis VAGY prospektív) és agresszív viselkedés (agresszív * VAGY erőszakos * VAGY bűncselekmény *). A keresés az 1, 2017 áprilisig közzétett cikkeket tartalmazta. Bármely országból származó tanulmányok bevonhatók voltak, és az angolon kívüli nyelveken közzétett tanulmányok bevonhatók, feltéve, hogy lefordíthatók angolra. A cikkek, disszertációk és könyvfejezetek bevonhatók voltak, függetlenül attól, hogy közzétették-e vagy nem tették közzé.
A metaanalízisbe való bevonáshoz a vizsgálatoknak meg kell mérniük az erőszakos videojáték-expozíciót és a fizikai agressziót egy időben, és legalább a 3 héttel később mérniük kell a fizikai agressziót. Mivel az érdeklődés összefügg az erőszakos vagy érett tartalommal rendelkező videojátékok egy részével, a vizsgálatokat kizárták, ha a videojátékok teljes expozícióját értékelte (nem pedig az erőszakos vagy érett besorolású játékoknak való kitettség), vagy ha erőszakos filmeknek vagy média, a videojátékok kivételével. Csak azokat a tanulmányokat vették figyelembe, amelyek a valós világot, a nyilvánvaló fizikai agressziót mérik, azon nézet alapján, hogy a videojátékok megváltoztatják a kogníciót (pl. Hozzáállás, hozzárendelési elfogultság), érzelem (pl. Ellenség, érzelmi deszenzibilizáció), érzések (pl. Empátia). aggodalom), és az izgalom alapvetően fontos, mivel megvilágítják azokat a pszichológiai folyamatokat, amelyek mediátorként szolgálhatnak a bevett viselkedési hatáshoz. A valós agresszív magatartásról szóló önjelentések elfogadható agresszivitás-mérőszámok voltak, csakúgy, mint a szülők, tanárok vagy társaik által nyújtott hasonló értékelések. A hipotetikus forgatókönyveket és a verbális agresszióra korlátozódó jelentéseket nem tekintették elfogadható intézkedéseknek. Végül, a kutatás a hosszanti mintákra korlátozódott, tekintettel azok erősségére a fordított okozati összefüggések valószínűségének csökkentésében. Annak ellenére, hogy az áttekintést a valós világ longitudinális tanulmányaira korlátozzák, a nyílt fizikai agresszió nem zárja ki a kísérleti terveket alkalmazó vizsgálatokat, a vizsgálatból kiküszöböli azokat a laboratóriumi kísérleteket, amelyek hatása kritizálható, mivel csak a viselkedés átmeneti hatásaival jár. A kapott tanulmányok szerzőinek mindegyikével felvetették a kapcsolatot, hogy megkérdezzék az esetleges információkat a videojátékok és az agresszió egyéb, közzétett vagy nem közzétett longitudinális tanulmányaival kapcsolatban.
Az összes vizsgálatban az effektív méret becslését az erőszakos videojátékokhoz és az azt követő fizikai agresszióhoz kapcsolódó standardizált regressziós együtthatónak vettük, kiszámítva, miközben figyelembe vettük a korábbi agressziót mint kovariátort. Ezt a becslést részesítették előnyben a nulla rendű korrelációval szemben, mivel ez jobban jellemzi az érdeklődés viszonyt, nevezetesen az erőszakos videojáték-expozíció és az ezt követő agresszióváltozás közötti összefüggést, amelyhez az előző agresszió figyelembevétele szükséges. Ezenkívül, amennyiben a kutatók az erőszakos videojátékokon és az előző agresszión túlmutató kováriumokat is bevontak az eredetileg közzétett hatásaikba, kapcsolatba vettük az egyes kutatócsoportokkal és arra kértük, hogy szállítsanak bennünket az erőszakos videojátékokhoz kapcsolódó standardizált regressziós együtthatóval, ha azt a következő fizikai agresszió a kovariáció során: (i) csak az alap fizikai agresszió és (ii) alapvető fizikai agresszió és nem.
Statisztikai analízis.
A hatásokat és a heterogenitást becsültük meg mind a rögzített effektusok, mind a véletlenszerű effektusok metaanalitikus modellezése alapján. Ezután megvizsgáltuk, hogy a megfigyelt heterogenitás némelyike kiszámítható-ea három azonosítható vizsgálati jellemző alapján: a résztvevők többségi etnikai hovatartozása, a résztvevők átlagos életkora a vizsgálat megkezdésekor és a hosszanti időbeli késés az agresszió mérésében. Végül elvégeztük az alább részletezett közzétételi torzítást. Mind az SPSS v20-et, mind az R csomagot „meta” (22) metaanalíziseket és publikációs elfogultság elemzéseket végezni.
Eredmények
Irodalom keresési eredmények.
Végül a keresésünk 24 vizsgálatokat eredményezett (19-21, 23-40) (Táblázat 1), amelyek közül csak az 5 jelent meg Anderson és munkatársai korábbi metaanalízisében. (6) és 8, amelyek Greitemeyer és Mügge újabb metaanalízisében jelentkeztek (9). Ezekbe a tanulmányokba bevont 17,000 résztvevők bevonására került sor különféle országokból (Ausztria, Kanada, Németország, Japán, Malajzia, Hollandia, Szingapúr és az Egyesült Államok). A résztvevők átlagéletkora 8.9-tól 19.3 y-ig terjedt, a hosszanti időbeli késés pedig 3 mo-tól alig több mint 4 y-ig. Ezeknek a tanulmányoknak a nagy többsége az erőszakos videojátékok és az agresszív viselkedés mérését a kezdeti időpontban végezte, majd mindkét intézkedést felhasználta a későbbi agresszív viselkedés előrejelzésére egyidejű regressziós elemzés (vagy út elemzés vagy szerkezeti egyenlet modell) során, miközben a különféle kontrollokat is magában foglalta. kovariánsok. Az összes vizsgálat az erőszakos videojátékoknak való kitettséget mérte, ahelyett, hogy a videojátékok expozícióját kísérletileg manipulálták.
Táblázat 1.
A VGV és az agresszió longitudinális vizsgálata
| Szerzők | Év | Állampolgárság | Fő etnikai hovatartozás | Fizikai agresszió mértéke | n | Átlagos életkor T1* | Lag (év) | A kezdeti agressziótól eltérő kovariánsok | ||
| Egyik sem | nem | Minden termék | ||||||||
| Adachi és Willoughby (23) | 2016 | Kanadai | fehér | Közvetlen agresszió (fizikai és verbális) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson és mtsai. (24)† | 2008 | japán | ázsiai | Jellemző fizikai agresszió skála | 181 | ~13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson és mtsai. (24)† | 2008 | japán | ázsiai | Fizikai agresszió az elmúlt hónapban | 1,050 | ~15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson és mtsai. (24)† | 2008 | Amerikai | fehér | Tanári, szakértői és önjelentések indexe, a folyó tanév | 364 | ~10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer és mtsai. (25) | 2015 | Német | fehér | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, két tétel) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer és mtsai. (25) | 2015 | Német | fehér | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, két tétel) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | Amerikai | fehér | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, öt tétel) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | Amerikai | spanyol | Gyerek magatartás ellenőrzőlista Ifjúsági önjelentés, agresszió, gyermek (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et al. (21)‡ | 2012 | Amerikai | spanyol | Gyerek magatartás ellenőrzőlista Ifjúsági önjelentés, agresszió, gyermek (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et al. (20)‡ | 2013 | Amerikai | spanyol | Gyerek magatartás ellenőrzőlista Ifjúsági önjelentés, agresszió, gyermek (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et al. (27) | 2016 | Holland | fehér | Fizikai agresszió | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | Amerikai | fehér | Saját bejelentett harcok, a tanár fizikai agresszió értékelése | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Szingapúr | ázsiai | Hat elem a fizikai agressziót értékelve | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer és Sagiogluo (30) | 2017 | Amerikai | fehér | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, két tétel) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner és Strohmeier (31) | 2015 | Osztrák | fehér | Személyes erőszak | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf és munkatársai. (32) | 2008 | Német | fehér | A hallgatói erőszak | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull és mtsai. (33) | 2014 | Amerikai | fehér | Nem családtagok becsapása, az iskola irodájába küzdelem céljából | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| 1. alminta | fehér | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| 2. alminta | spanyol | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| 3. alminta | ázsiai | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | Német | fehér | Saját (öt tétel) és a tanár által jelentett (egy elem) fizikai agresszió | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Holland | fehér | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, hét tétel) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller és Krahé (36)†,‡ | 2009 | Német | fehér | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, hét tétel) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al. (37)† | 2008 | japán | ázsiai | Buss & Perry agresszió kérdőív (fizikai, hat tétel) | 498 | ~10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | Német | fehér | „Az agresszió-tilt” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch és munkatársai. (39)‡ | 2011 | Német | fehér | Kísérőjelölés, tanárminősítés: Latent változó | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | Kanadai | fehér | Közvetlen agresszió (nyílt). Az effektus az 9 – 12 tartós erőszakos videojátékokhoz kapcsolódik, agresszív lejtőn | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Megjegyzés: von Salisch et al. (39) csak az egymást követő jelöléseket és a tanárértékeléseket használta az agresszió mérésére; az összes többi vizsgálat magában foglalta az agresszió méréseit.
Táblázat 1 összefoglalja ezeknek a tanulmányoknak a főbb jellemzőit, ideértve a résztvevő nemzetiségét és azt, hogy a résztvevőket három elsődleges etnikum képviselőjeként kategorizáltuk: fehér, spanyol és ázsiai. Ezenkívül a táblázat tartalmazza az alkalmazott fizikai agresszió mértékét, a résztvevők átlagos életkorát a kiindulási állapotban, a későbbi fizikai agresszió értékeléséhez szükséges késést és a hatásméret becsléseit, kivéve a kiindulási agressziót, a kiindulási agresszióval és nemekkel együtt, nem változó kovariátorok nélkül, és az összes jelentésben szereplő összes változóval.
Alapvető elemzések.
Hatásméret-becslések csak autoregresszív késleltetést használnak kovariánsként.
Az összes adathalmaz kivételével be tudtunk szerezni a standardizált regressziós együttható becslését, amely csak a kezdeti erőszakos videojáték-játékot társítja az azt követő fizikai agresszióval, a kezdeti fizikai agresszióval együtt (Táblázat 1). A fix hatásokkal végzett metaanalízis átlagos koefficienst eredményezett β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001, és Q statisztika, χ2(22) = 61.820, P <0.001, ami szignifikáns heterogenitást jelzett. A Hedges – Vevea véletlen hatású metaanalízis hasonló hatásnagyságú becsléseket eredményezett, β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001, és Q statisztika, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, jelezve a nem szignifikáns heterogenitást.
Hatásméret-becslések autoregresszív késéssel plusz kovariátokkal.
Későbbi elemzéseket végeztünk, amelyekbe becsléseket vontak be az eredeti 24 eredményekben használt összes kovariátra korrigálva. A tanulmányok többsége pozitív becslésekről számolt be, amelyek azt mutatják, hogy az erőszakos videojátékok az előző agresszió és az összes többi kovariátum ellenőrzése alatt álló fizikai agresszió növekedésével járnak az idő múlásával.
A fix hatásokkal végzett metaanalízis átlagos koefficienst eredményezett β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001, és Q statisztika, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (jelzi a jelentős heterogenitást). A Sövények – Vevea véletlenszerű hatások elemzése hasonló hatásméret-becsléseket kaptunk, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001, és Q statisztika, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, jelezve a nem szignifikáns heterogenitást. (Az autoregresszív lemaradást és a nemeket egyaránt magában foglaló elemzések eredményei, mivel a kovariátorok e két elemzés becslései közé estek. A szerzők kérésre rendelkezésre állnak.)
A kiadvány torzulása.
Három elemzést végeztünk a lehetséges publikációs torzítások felmérésére, amelyek egyike sem talált bizonyítékot a hatás túlbecslésére az irodalomban. Rosenthal sikertelen n A becslések szerint az 700-en túlmenően null eredményre van szükség annak a következtetésnek a veszélyeztetése érdekében, miszerint az erőszakos videojátékok és a fizikai agresszió között pozitív longitudinális kapcsolat van (a becslések csak az agresszió autoregresszív késleltetési kovariátumát használják, Fail-Safe n = 1,334; becslések az összes kovariátum felhasználásával, Fail-Safe n = 723). The Begg és Mazumdar (41) rangkorreláció τ-b nem volt jelentéktelen mind a véletlenszerű effektusok modellje szempontjából, amely csak a korábbi agresszió autoregresszív késését foglalta magában, τ-b = −0.269, P = 0.072, és a modell, amely magában foglalta az összes kovariátort, τ-b = −0.033, P = 0.823. Végül egy vágási és kitöltési elemzés (42, 43), amelyekre ezekre az adatokra vonatkozik, nem hozott semmilyen hatást a terjesztésre, ismét jelezve a közzétételi torzulást.
Moderátor elemzi.
Ezen megfigyelt hatások potenciális moderátorainak feltárása érdekében megvizsgáltuk a hatást becslő változásokat, amelyek a tanulmány három jellemzőjéhez kapcsolódnak: a résztvevő etnikai hovatartozása, életkora és az agresszió mérése közötti időbeli eltérés.
Etnikum.
Moderátor elemzéseket végeztünk annak érdekében, hogy megvizsgáljuk a hatások méretének változását a résztvevő etnikai hovatartozása függvényében. Egyetlen kivételével a vizsgálatokat a minta domináns etnikai hovatartozása alapján kategorizálták: fehér, spanyol vagy ázsiai (Táblázat 1). Hull és mtsai által készített tanulmány esetében. (33) az effektusméreteket ezen etnikai kategóriák mindegyikére külön-külön kiszámíthattuk, az egyes résztvevők azonosítása alapján. Bár az összes többi elemzés a Hull et al. teljes minta (n = 2,723) elemzi az etnicitás moderáló hatásának tesztelését, ehelyett a Hull et al. alminták: Fehér (n = 1,831), spanyol (n = 442) és az ázsiai / csendes-óceáni szigetlakók (n = 49).
Rögzített hatásokkal járó moderátor elemzés a Táblázat 1 Az „csak autoregresszív lag” becsléseknél szignifikáns moderátorhatást kaptunk, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Külön elemzések azt mutatták, hogy a hatás a legnagyobb a fehér résztvevők között, közepes az ázsiai résztvevők között, és a legkisebb a spanyol résztvevők között (lásd: Ábra 1 az egyes csoportokon belüli becslésekhez, ezen vizsgálati mintákon alapuló általános becslések mellett). A fix hatásokkal járó moderátor elemzés két spanyol és nem spanyol etnikai kategóriát használva szintén jelentős moderátorhatást eredményezett, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Mind a három etnikum véletlenszerű hatásainak moderátor összehasonlítása, mind a spanyol és nem spanyol minták véletlenszerű hatásainak összehasonlítása megközelítette a szignifikanciát, χ2(2) = 5.125, P = 0.077 és χ2(1) = 3.745, P = 0.053, ill.
Szabványosított regressziós együtthatók (β), amelyek az alapvetõ erőszakos videojátékokhoz társítják a késõbbi fizikai agressziót, beleértve az agresszió autoregresszív késését, és az etnicitás moderátor elemzéséhez kiválasztott adatok alapján. A becsült hatásméret β (ES; négyzet) és az 95% konfidencia intervallum (CI; vonalak) minden metaanalízisbe bevont effektusra megjelenik (19-21, 23-31, 33-40). A gyémántok a metaanalitikusan súlyozott β átlagot képviselik. A rögzített effektusok és a véletlenszerű effektusok modelljeinek tömegszázaléka W (fix) és W (rand). Több független mintával végzett vizsgálatok esetén az egyes minták eredményét külön kell megadni, és 1, 2 vagy 3 számozásra kerülnek.
A fix hatásokkal járó moderátor elemzés, amely három etnikai kategóriát alkalmaz az „összes kovariáns” becsléshez, szignifikáns moderátorhatást eredményezett, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, azonos formában, mint amit korábban megfigyeltünk. Ebben az esetben sem a véletlenszerű effektusok moderátorának három etnikai összehasonlítása, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, sem a spanyol és nem spanyol összehasonlítás, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, elért statisztikai szignifikancia.
Időeltolódás.
A „csak autoregresszív késleltetés” becslésekhez alkalmazott, három effektív kategóriát (kevesebb mint 1 y, 1 y, több, mint 1 y) felhasznált rögzített effektusú moderátor elemzés jelentős moderátorhatást eredményezett, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Külön elemzések azt mutatták, hogy a hatás azokban a vizsgálatokban volt a legnagyobb, amelyek késése meghaladja az 1 évet, β = 0.157, 95% CI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 és kisebb azokban a vizsgálatokban, amelyek késleltetése 1 y, β = 0.094, 95% CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 vagy kevesebb, mint 1 év, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Egy véletlenszerű hatás-moderátor elemzés nem érte el a szignifikancia hagyományos szintjét, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Kor.
Két korcsoportot (12 és fiatalabb, 13 és annál idősebb) használó fix effektusú moderátor elemzés moderátor hatást kapott, amely megközelítette a szignifikanciát, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Külön elemzések azt mutatták, hogy az idősebb gyermekek körében végzett hatásokat vizsgáló vizsgálatokban kissé nagyobb volt a hatás, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, mint a fiatalabb gyermekeknél, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Egy véletlenszerű hatás-moderátor elemzés nem érte el a szignifikancia hagyományos szintjét, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Megbeszélés
A kutatók megoszlottak abban a kérdésben, hogy az erőszakos videojátékok lejátszása a fizikai agresszió későbbi növekedésével jár-e vagy sem. Noha a kutatók többsége ilyen társulást támogatta, a vokális kisebbség azt állította, hogy a meglévő bizonyítékok több szempontból hibásak. Eredményeink az irodalom korábban körvonalazott négy konkrét kritikájának háromához szólnak.
Először annak kritikájának kezelésére, hogy sok meglévő tanulmány „nem szigorú” agressziós intézkedéseket alkalmazott (pl. Agresszív megismerések vagy befolyásolás), metaanalízisünket olyan tanulmányokra korlátoztuk, amelyek meghatározták a nyilvánvaló, a fizikai agresszió változásait a hónapok vagy évek során. Eredményeink megbízható metaanalitikus hatást mutattak a longitudinális vizsgálatokban, még akkor is, ha a fizikai agresszió kiindulási szintjét ellenőrzik, és arra utalnak, hogy az erőszakos videojátékok hatásai kiterjednek az értelmes viselkedésre a valós világban.
Másodszor, annak érdekében, hogy megvitassuk azokat az érveket, amelyek szerint ennek a hatásnak a becslése hamis volt, mivel nem került sor a megfelelő statisztikai kontrollok bevonására, elemzéseinket először az alapvető agresszióval, mint az egyetlen kovariátorral, majd az összes kovariáttal együtt, eredetileg az egyes vizsgálatokba bevontuk. Az eredmények azt mutatták, hogy a kovariánsok bevonása csak csekély hatással van a játékmenet és az agresszió becsült társulására. Valójában, a Ferguson et al. (20, 21), az általuk preferált kovariánsok beépítése kissé növelte az asszociáció méretét (Táblázat 1).
Harmadszor, miközben a meglévő metaanalíziseket úgy kritizálták, hogy nem vették figyelembe a közzétételi elfogultságot, nem találtunk bizonyítékot arra, hogy a semleges vagy negatív hatású méretű tanulmányok alulreprezentáltak az irodalomban, annak ellenére, hogy három különféle analitikai megközelítést alkalmaztak a publikációs elfogultság értékelésére. Fontos szempont, hogy az e következtetés levonásához használt analitikai megközelítések kiegészítő tulajdonságokkal rendelkeznek: a trim-and-fill technika magas statisztikai erővel bír, de magas az I. típusú hibaarány, míg a Begg és Mazumdar rangkorrelációs tesztje kisebb, de gyakorlatilag nem eredményez I. típusú hibákat (44). Az a tény, hogy mindkét teszt ugyanazt a következtetést vonja le, arra utal, hogy az eredmények megbízhatóak.
A negyedik, ezeknek a hatásoknak a nagyságára összpontosító kritikát illetően metaanalízisünk szerény effect0.11 hatásméretet eredményezett, ha további kovariátumokat nem vettek be. Ferguson és kollégái megjegyezték, hogy az 0.10 regressziós együtthatója csak az eredmény variancia 1% -ával van kapcsolatban, és arra a következtetésre jutott, hogy ez olyan kicsi, hogy értelmetlen. Mások azonban ellenezték, hogy a négyzetes regressziós együtthatók kevésbé megfelelő mutatót adnak a hatások gyakorlati jelentőségének megítéléséhez, összehasonlítva a relatív kockázat becslésével (1, 45). Valójában Rosenthal (45) azzal érvelt, hogy támaszkodik r2 Az effektusméretek értelmezésére szolgáló értékek különösen problematikusak az antiszociális viselkedés, például az agresszió tanulmányozása során, amikor kijelentik, hogy „az antiszociális viselkedés előrejelzésére és ellenőrzésére való képességünk gyakorlatilag egyáltalán nem triviális, annak ellenére, hogy a látszólag kicsi r2a legtöbb tanulmányban szereztek ”(45). Függetlenül attól, hogy az értelmezett hatásméret szubjektív módon meghatározásra kerül-e, egyértelmű, hogy statisztikailag szignifikáns, megbízható hatás létezik az irodalomban.
Bár tanulmányunk támogatja a VGV-vel és az agresszióval foglalkozó irodalom fent említett kritikájának szkeptikus véleményét, eredményeink alternatív magyarázatot kínálnak a vita ellentétes oldalán működő kutatók eltérő következtetéseire. Pontosabban, bizonyítékokat találtunk arra, hogy a VGV agresszióra gyakorolt hatását a minta etnikai hovatartozása mérsékelti, a fehérek résztvevői mutatják a legerősebb hatást, míg a spanyol résztvevők nem mutatnak jelentős hatást. Az ázsiai résztvevőkre gyakorolt hatások a másik két csoport hatásai között estek.
Anderson és munkatársai egy korábbi metaanalízis során felvetették annak a lehetőségét, hogy az erőszakos videojátékok agresszióra gyakorolt hatása etnikai hovatartozásban mérséklődik. (6), amely egyaránt tartalmazott nyugati és ázsiai (de nem spanyol) mintákat. Ugyanakkor ezek a szerzők megállapították, hogy: (i) az etnicitás moderáló hatása csak a szignifikancia szokásos szintjein érte el és (ii) nem lehet megkülönböztetni a kutatási módszertan eltéréseitől. Ezt követően Ferguson metaanalízise (15) megismételte és kibővítette ezt a megállapítást azzal, hogy megmutatta, hogy a videojáték-effektusok jelen vannak a nyugati, de nem ázsiai vagy spanyol minták között. Mivel azonban ezek az elemzések valamennyi tervezési típusú (beleértve a nem-hosszanti) tanulmányokat is tartalmaztak, és a tanulmányok videojáték-expozíciójának mérésekor nem vették figyelembe a játék típusát (erőszakos vagy nem erőszakos), az eredmények nem beszélnek közvetlenül a A VGV hatása az idő múlásával.
Ezzel szemben a jelen metaanalízis kifejezetten az erőszakos videojáték-expozíció tanulmányaira összpontosított, amelyek longitudinális mintákat használtak és Anderson és mtsai. (6), amelybe számos, azóta közzétett longitudinális tanulmány bekerül, és megkülönbözteti a spanyolokat a fehér és az ázsiai mintákon kívül. Eredményeink statisztikailag szignifikáns mértékben mutatták az etnicitás mérséklődő hatását (bár rögzített hatású becslések felhasználásával), úgy hogy a legerősebb asszociációt a fehér minták, az ázsiai minták közbenső asszociációja és a spanyol minták kicsi, nem szignifikáns társulása figyelték meg. Ennek ellenére, tekintettel a spanyol mintákkal végzett kisszámú tanulmányra, egyértelműen további tanulmányokra van szükség ezen populációval kapcsolatban, mielőtt határozott következtetéseket vonnak le az erőszakos játékok ezen csoportra gyakorolt hatásáról.
Még ha az etnikai csoportok közötti különbségeket is megállapítják, továbbra is felmerül a kérdés, hogy az etnikai hovatartozás miért mérsékelheti az erőszakos videojátékok agresszív viselkedésre gyakorolt hatását. Anderson és mtsai. (6) öt okot dolgozott ki, amelyek alapján a médiahatások kevésbé várhatók a keleti, mint a nyugati társadalmakban. Konkrétan a kultúrák közötti különbségeket tárgyalják:i) az erőszak kontextusba kerülése a médiában; (ii) az egyének milyen mértékben vesznek részt a cselekvés helyzetének kontextusában; (III) az érzelmek jelentése, tapasztalata és feldolgozása; (iv) a nyilvános és a magánkörnyezet, amelyben a videojátékokat általában játsszák; és (v) a játékosok közösségi hálózata. Ezen okok miatt a kultúrák közötti variációkat hozzáadnánk ahhoz, hogy elkövető és agresszió áldozata lehessen. Ebből a szempontból azok a kultúrák, amelyek előmozdítják az erőszak áldozataival szemben a társadalmi felelősségvállalást és az empátiát, csökkenthetik az erőszakos játék hatásait azáltal, hogy az egyének pszichológiailag elhatárolják magukat virtuális agresszióiktól és annak személyes értékeikre és a valós viselkedésre gyakorolt hatásaitól. Ezzel szemben azok a kultúrák, amelyek előmozdítják az egyenetlen individualizmust és a harcos-szerű mentalitást, arra késztetik az embereket, hogy azonosuljanak az agresszor szerepével, és tompítsák együttérzésüket virtuális áldozataik iránt, következményekkel járnak az értékekre és a játékon kívüli viselkedésükre.
A jelenlegi metaanalízis során megfigyelt, a VGV agresszióra gyakorolt hatásának etnikai alapú mérséklődését illetően, Anderson et al. (6) úgy találta, hogy a kultúra mérsékelte az erőszakos videojátékok hatását az erőszakhoz és az empátiához való érzékenység csökkentésére, oly módon, hogy a nyugati kultúrák résztvevői nagyobb deszenzibilizációt és nagyobb mértékű empátia-csökkenést mutattak, mint a keleti kultúráké. Ramos és munkatársai megállapításai. (46) azt sugallják, hogy a spanyol résztvevők, hasonlóan a keleti kultúrákhoz, úgy tűnik, hogy az erőszak média ábrázolásával szemben empátiát mutatnak az áldozatok iránt. A deszenzibilizáció és az empátia csökkentése miatt, amely a VGV későbbi agresszióra gyakorolt hatásának oka, Bartholow et al. (47) megállapította, hogy az empátia a VGV agresszióra gyakorolt hatását közvetítette egy kísérleti tervben. Ugyanakkor, míg a VGV áldozata iránti empátia csökkentheti az ezt követő agressziót, az elkövetőkkel szembeni empátia valójában fokozhatja az ezt követő agressziót cselekedeteik indoklásának indoklásával (pl. 48 és a 49). Nyilvánvaló, hogy bár beszámolónk összhangban áll a különféle empirikus eredményekkel, további kutatásokra van szükség az empátia megállapításához, mint az etnicitás megfigyelt moderáló hatásának közvetítője az agresszióra a jelenlegi metaanalízis során.
Következtetés
Ezen metaanalízis alapján arra a következtetésre jutunk, hogy az erőszakos videojátékok az előző agresszió elszámolása után az idő múlásával a nyilvánvalóbb fizikai agresszióval járnak. Ezek az eredmények alátámasztják azt az általános állítást, miszerint az erőszakos videojátékok a fizikai agresszió növekedésével járnak az idő múlásával. Ezenkívül az eredmények a szakirodalom három konkrét kritikájához szólnak, bemutatva: (i), hogy az erőszakos videojátékok a súlyos agresszív viselkedés fokozódásával járnak (pl. nyílt, fizikai agresszió), (ii), hogy ennek a hatásnak a becslése csak kis mértékben csökken a statisztikai kovariátok bevonásával, és (III), mivel nem talált bizonyítékot a közzététel torzulására.
Az eredmények azt is sugallják, hogy a VGV agresszióra gyakorolt hatása a minta etnikai hovatartozása révén mérsékelhető, úgy, hogy ez a legerőteljesebben megfigyelhető a fehér résztvevők körében, kevésbé erősen, de megbízhatóan megfigyelhető az ázsiai résztvevők között, és megbízhatatlanul a spanyol résztvevők körében. Ezenkívül úgy tűnik, hogy a hosszabb időkéséssel járó tervek nagyobb hatásokkal járnak, ez a megállapítás összhangban áll a többhullámú vizsgálatok megfigyeléseivel (pl. 33).
Összegezve, metaanalízisünk eredményei komoly kihívást jelentenek a VGV-t és a fizikai agressziót összekapcsoló irodalom számos nagy kritikájának, és egyszerű magyarázatot adnak a vita ellentétes oldalán lévő kutatók következetlen megállapításaira. Reméljük, hogy ezek az eredmények segítenek a téren annak a kérdésnek a felváltásában, hogy az erőszakos videojátékok növelik-e az agresszív viselkedést, és felmerülnek a kérdések, miért, mikor és kinek vannak ilyen hatásaik.
Lábjegyzetek
A szerzők nem jeleznek összeférhetetlenséget.
Ez a cikk egy PNAS közvetlen benyújtása.
Ez a cikk az Országos Tudományos Akadémia Arthur M. Sackler kollokviumának, a „Digitális média és fejlõdõ elmék” című eredményeinek eredménye, amelyet 14 – 16, 2015 októberben tartottak az Irvine Nemzeti Tudományos és Mûszaki Akadémia Arnold és Mabel Beckman központjában. , CA. A legtöbb előadás teljes programja és videofelvételei a NAS webhelyén érhetők el: www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;