추상
공격적인 행동에 대한 비디오 게임 폭력 (VGV)의 영향을 명확히하고 정량화하기 위해, 우리는 VGV에 대한 노출과 이후의 명백한 물리적 공격 사이의 관계를 평가하는 모든 전향 적 연구에 대한 메타 분석을 수행했습니다. 검색 전략은 24 개월부터 17,000 년에 이르는 3 이상의 참가자 및 시간 지연을 가진 4 연구를 식별했습니다. 표본은 9에서 19 년까지의 평균 연령을 가진 다양한 국적과 민족으로 구성되었습니다. 각 연구에 대해 기준 침략을 제어하면서 후속 침략에 대한 VGV의 예상 효과에 대한 표준화 된 회귀 계수를 얻었습니다. VGV는 고정 [β = 0.113, 95 % CI = (0.098, 0.128)] 및 랜덤 효과 모델 [β = 0.106 (0.078, 0.134)]을 모두 사용하는 공격과 관련이있었습니다. 이용 가능한 모든 공변량이 포함되었을 때, 효과의 크기는 두 모델 모두에서 유의미한 상태로 유지되었다 [β = 0.080 (0.065, 0.094) 및 β = 0.078 (0.053, 0.102)]. 출판 편견의 증거는 발견되지 않았다. 민족성은 고정 효과 모델의 통계적으로 유의미한 중재자였습니다 (P ≤ 0.011)이지만 랜덤 효과 모델에는 적용되지 않습니다. 계층화 된 분석 결과는 백인들에게 가장 큰 영향을 미쳤으며, 아시아 인들에게는 중간 정도이며 히스패닉들에게는 그다지 중요하지 않았다. 토론은 폭력적인 비디오 게임이 물리적 공격에 미치는 영향과 관련하여 현재의 토론에 대한 이러한 발견의 영향에 중점을 둡니다.
폭력적인 비디오 게임 플레이와 침략의 관계에 대한 논쟁이 생겨났습니다 (1-4). 이 주제에 대한 연구를 수행하는 대다수의 사람들은 그러한 게임을하는 것이 공격적인 행동을 증가 시킨다고 주장하지만, 성 소수자들은 게임 플레이와 실제의 공격적인 행동의 관계가 과대 평가되고 최악의 가짜라고 주장했습니다. 논쟁은 실제 세계에 중요한 영향을 미쳤습니다. 2011에서 미국 대법원은 어린이들이 극도로 폭력적인 비디오 게임의 구매 및 대여를 제한하도록 설계된 캘리포니아 법령을 제압했습니다.5). 대다수의 의견은 폭력적인 비디오 게임의 효과가“무해한 오락”에 비유되는 것의 중요성에 대해 회의론을 표명했다 (5).
폭력적인 비디오 게임 플레이 및 침략
폭력적인 비디오 게임 플레이가 공격적인 행동을 증가시키는 경우는 Anderson 등이 가장 강력하게했다. (6; 심판도 참조하십시오. 7 및 8). 구체적으로,이 저자들은 폭력적인 비디오 게임 플레이가 인식, 영향, 각성, 폭력에 대한 공감 / 민감성, 명백한 공격적 행동 및 명백한 친 사회적 행동의 6 가지 범주에 대한 폭력적인 비디오 게임 플레이의 영향에 대한 포괄적 인 문헌 분석을 수행했습니다. 메타 분석은 130 이상의 참가자를 기반으로 한 130,000 이상의 연구 보고서의 효과를 조사했습니다. 이러한 분석을 바탕으로 저자들은 폭력적인 비디오 게임 플레이가 공격적인 행동, 공격적인 인식 및 공격적인 영향과 긍정적으로 연관되어 있으며 폭력 피해자와 공생 적 행동에 대한 공감과 부정적인 연관이 있다고 결론지었습니다. 또한 저자는 실험, 단면 및 종단 연구에서 이러한 효과가 통계적으로 신뢰할 수 있으며 문화, 성별 및 게임 유형 (예 : 1 인칭 대 3 인칭 관점, 인간 vs. 비인간적 목표 등)에서 관찰된다고 결론지었습니다. 그리고 방법 론적으로 우수한 연구는 더 큰 효과를 가져 오는 경향이 있었다. Greitemeyer와 Mügge의 최근 메타 분석 (9)도 비슷한 결론에 도달했습니다.
폭력적인 비디오 게임 플레이와 침략 사이의 연관성을 입증하는 것으로 일부 사람들에게 호소하지만 (7), Anderson et al. (6) 메타 분석은 소수의 연구자들 사이에서 회의론을 감소시키지 않았다 (10). 광범위한 기사에서 퍼거슨 (2, 11-16)는 비디오 게임 폭력 (VGV)이 실제 침략을 증가 시킨다는 것을 보여주기 위해 연구 목적에서 4 가지 비판을하였습니다.i) 효과 크기 추정치를 부 풀리는 "비 심한 침략"(예를 들어, 침략 관련 단어의 접근성, 침략 관련 감정)의 이러한 링크 사용 측정을 지원하는 많은 연구; (ii) 많은 연구는 중요한 공변량을 통계적 통제로 포함하지 않으므로 관찰 된 영향은 세 번째 변수 관계의 가짜 결과 일 수있다. (III) 무효 효과를보고하는 것과는 대조적으로 VGV → 침략 링크를지지하는 연구를 발표하는 편견이있다. 그리고 (iv) VGV → 침략 관계가 존재하더라도 일반적으로보고되는 추정 효과 크기는 지나치게 약합니다. 이러한 주장이 Anderson과 그의 동료들에 의해 강력하게 반박되었다는 사실에도 불구하고 (8), 퍼거슨과 그의 동료들은 그들의 비판을 계속 견뎌냈습니다.2, 15, 17, 18). 퍼거슨 (Ferguson) 등이 제기 한 비판과 관련하여. (19-21),이 연구자들은 폭력적인 비디오 게임 플레이와 침략 사이에 유의미한 관계가없는 세 가지 엄격한 종단 연구를 수행했다는 점에 주목할 만합니다. 그들은 이러한 비 영향을 부분적으로 다음과 같이 지적합니다.i) "심각한"침략 (예 : 명백한 육체적 침략) 측정법 사용ii) 적절한 제어 공변량 포함.
민족성과 게임 플레이
VGV 효과를 완화 할 수있는 민족성과 문화의 가능성을 뒷받침하는 증거가 있습니다. 앤더슨 등. (6)는 종 방향 설계에서 공격적 행동에 대한 메타 분석에서 VGV 효과가 동부 문화보다 서양에서 다소 더 크며이 차이가 통계적 유의성에 접근했음을 지적했다 (P = 0.07). 동시에, 이러한 비교에서 문화적 차이는 연구 설계의 변형과 혼동되어“차이가 문화적 차이의 취약성이나 다른 측정법의 사용으로 인한 것인지 불분명하다”(6).
퍼거슨 (Ferguson)은 비디오 게임 노출이 침략에 미치는 영향을 완화시킬 수있는 민족의 가능성을 확증했습니다.15) 자신의 최근 메타 분석에서. 그 연구에서 퍼거슨은 비디오 게임에 대한 노출과 서양의 샘플을 사용한 연구들 사이의 공격적인 행동 사이에 통계적으로 유의미한 연관성이 있음을 발견했지만,이 관계는 아시아나 히스패닉의 샘플을 사용한 연구들에서는 중요하지 않았습니다. 이러한 메타 분석 결과는 폭력적인 게임에 중점을 두지 않고 모든 비디오 게임에 대한 노출을 측정 한 연구를 기반으로했기 때문에 그 결과는 VGV 효과 자체에 대해서는 의문을 제기하지 않을 수 있지만, 적극적인 결과.
VGV 및 공격적 행동에 대한 종 방향 연구의 메타 분석
본 검토는 VGV와 침략의 관계에 대해 위에서 설명한 네 가지 주장을 다루고,이 관계의 중재자로서 민족에 대한 증거를 재평가하는 것을 목표로한다. 문헌을 검토하면서 우리는 폭력적인 비디오 게임 → 공격 가설에 대한 가장 엄격하고 적절한 테스트를 제공하는 것으로 간주하는 것에 중점을 둡니다. 폭력적인 비디오 게임의 한 시점에서 폭력적인 비디오 게임 플레이의 연관성을 조사하는 종단 설계 이전의 침략을 코 바리하는 동안 시점. 명백한 육체적 공격에 집중함으로써, 우리는 다른 비 침습적 공격 측정이 문헌에 나타난 효과 크기를 잘못 팽창 시킨다는 비판을 피합니다. 메타 분석을 수행하여 문헌에서 평균 크기, 통계적 신뢰성 및 효과의 이질성을 추정 할 수 있습니다. 이를 통해 이러한 추정치가 (i) 개별 연구원이 포함하는 통계적 공변량ii) 참가자의 문화 / 민족성. 마지막으로, 우리는 다양한 방법을 사용하여 출판 편향의 증거를 찾았습니다.
행동 양식
연구 검색 및 선택.
우리는 비디오 게임 플레이 (비디오 게임 * 또는 비디오 게임 * 또는 컴퓨터 게임 * 또는 전자 게임 *)와 관련된 키워드 조합, 종 방향 디자인 (종 방향 또는 예상) 및 전자식 데이터베이스 PsycInfo, PubMed, Web of Science 및 ERIC을 검색했습니다. 공격적인 행동 (공격 * 또는 폭력 * 또는 연체 *). 이 검색에는 1, 2017까지 게시 된 기사가 포함되었습니다. 모든 국가의 연구는 포함 할 수 있으며 영어 이외의 언어로 출판 된 연구는 영어로 번역 될 수있는 한 포함 할 수 있습니다. 기사, 논문 및 서적은 출판 여부에 관계없이 포함 할 수있었습니다.
메타 분석에 포함될 수 있으려면 연구에서 한 시점에서 폭력적인 비디오 게임 노출과 신체적 침략을 측정하고 적어도 3 주 후 물리적 침략을 측정해야합니다. 관심 관계는 폭력적이거나 성인물이 포함 된 비디오 게임의 하위 집합에만 적용되므로 폭력적이거나 성숙한 게임에 대한 노출이 아닌 전체 비디오 게임 노출을 평가하거나 폭력적인 영화에 대한 노출을 평가하거나 비디오 게임 이외의 미디어. 비디오 게임으로 인한인지 변화 (예 : 태도, 귀인 편견), 감정 (예 : 적대감, 정서적 둔감), 감정 (예 : 공감)을 바탕으로 실제적이고 명백한 육체적 침략을 측정 한 연구 만 포함되었습니다. 우려 사항), 각성은 그들이 확립 된 행동 효과를위한 중재자 역할을 할 수있는 심리적 과정을 밝히는 한 주로 중요하다. 실제 공격적인 행동에 대한 자기보고는 부모, 교사 또는 동료가 제공 한 유사한 등급과 마찬가지로 수용 가능한 공격 조치였습니다. 가정적 시나리오를 사용한 보고서와 언어 적 공격으로 제한된 보고서는 수용 가능한 조치로 간주되지 않았습니다. 마지막으로, 리버스 인과 관계의 타당성을 감소시키는 힘을 감안할 때, 종 방향 설계로 검색이 제한되었다. 리뷰를 실제 세계의 종단 연구로 제한하지만, 명백한 물리적 공격은 실험 설계를 사용하는 연구를 배제하지는 않지만, 실험실 기반 실험은 행동에 일시적인 영향만을 미치는 것으로 비판받을 수있는 실험실 기반 실험을 고려하지 않습니다. 비디오 게임 플레이 및 침략에 대한 다른 공개 또는 미공개 종단 연구에 관한 정보를 문의하기 위해 결과 연구에 대한 각 저자 세트에게 연락했다.
모든 연구에서, 사용 된 효과 크기 추정치는 폭력적인 비디오 게임 플레이 및 후속 물리적 공격과 관련된 표준화 된 회귀 계수이며, 사전 침략을 공변량으로 포함시키면서 계산됩니다. 이 추정치는 관심 관계, 즉 격렬한 비디오 게임 노출과 후속 침략 변화 사이의 연관성을 더 잘 특징 짓기 때문에 0 차 상관 관계보다 선호되었습니다. 사전 침략을 고려해야합니다. 또한 연구자들이 폭력적인 비디오 게임 플레이와 원래 발표 된 효과에 대한 사전 공격 이상의 공변량을 포함하는 한, 각 연구팀에 연락하여 후속 폭력 예측에 사용될 때 기준 폭력 비디오 게임 플레이와 관련된 표준화 된 회귀 계수를 제공하도록 요청했습니다. 코버 링하는 동안 물리적 공격 : (i) 기준선 물리적 공격 만ii) 기준선 물리적 공격 및 성별.
통계 분석.
고정 효과와 랜덤 효과 메타 분석 모델링을 사용하여 효과 크기에서 전체 효과와 이질성을 추정했습니다. 그런 다음 관찰 된 이질성 중 일부가 식별 가능한 세 가지 연구 특성 (대부분 참가자 민족성, 연구 시작시 평균 참가자 연령, 침략 측정시 시간적 시차)에서 예측 가능한지 여부를 테스트했습니다. 마지막으로 아래에 자세히 설명 된 출판 편향 분석을 수행했습니다. 우리는 SPSS v20와 R 패키지“meta”(22) 메타 분석 및 출판 편향 분석 수행.
결과
문헌 검색 결과.
궁극적으로 Google 검색에서 24 연구 결과가 나왔습니다 (19-21, 23-40()표 1)는 Anderson 등의 초기 메타 분석에서 5 만 나타났습니다. (6) 및 8는 Greitemeyer와 Mügge의 최근 메타 분석에서 나타났습니다 (9). 이 연구에는 다양한 국가 (오스트리아, 캐나다, 독일, 일본, 말레이시아, 네덜란드, 싱가포르 및 미국)의 17,000 참가자 이상이 포함되었습니다. 참가자의 평균 연령은 8.9에서 19.3 y까지였으며 종축 시간 지연은 3 mo에서 4 y를 약간 초과했습니다. 이 연구의 대부분은 초기 시점에서 폭력적인 비디오 게임 플레이와 공격적인 행동을 측정 한 다음 다양한 제어를 포함하면서 동시 회귀 분석 (또는 경로 분석 또는 구조 방정식 모델)에서 후속 공격적인 행동을 예측하기 위해 두 가지 측정을 사용했습니다. 공변량. 모든 연구는 비디오 게임 노출을 실험적으로 조작하기보다는 폭력적인 비디오 게임에 대한 노출을 측정했습니다.
테이블 1.
VGV 및 침략에 대한 종단 연구
| 작성자 | 출간연도 | 국적 | 주요 민족 | 육체적 공격 측정 | n | 평균 연령 T1* | 지연 (년) | 초기 공격 이외의 공변량 | ||
| 없음 | 성별 | All | ||||||||
| 아다치와 윌러 비 (23) | 2016 | 캐나다의 | 백 | 직접적인 침략 (물리적 및 언어 적) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| 앤더슨 등. (24)† | 2008 | 일본제 | 아시아의 | 특성 물리적 공격 규모 | 181 | ∼13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| 앤더슨 등. (24)† | 2008 | 일본제 | 아시아의 | 지난 달의 물리적 공격 | 1,050 | ∼15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| 앤더슨 등. (24)† | 2008 | 미국 사람 | 백 | 현재 학년도의 교사, 동료 및 자기 보고서 색인 | 364 | ∼10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | 독일 사람 | 백 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, 두 항목) | 140 | 16 | 1.0 | - 0.151 | - 0.159 | - 0.159 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | 독일 사람 | 백 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, 두 항목) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| 부 콜로 (26) | 2010 | 미국 사람 | 백 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, XNUMX 개 항목) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| 퍼거슨 (19)‡ | 2011 | 미국 사람 | 히스패닉 | 아동 행동 점검표 청소년 자기 보고서, 공격성, 아동 (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | - 0.030 |
| 퍼거슨 (Ferguson) 등. (21)‡ | 2012 | 미국 사람 | 히스패닉 | 아동 행동 점검표 청소년 자기 보고서, 공격성, 아동 (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | - 0.068 | - 0.016 | 0.030 |
| 퍼거슨 (Ferguson) 등. (20)‡ | 2013 | 미국 사람 | 히스패닉 | 아동 행동 점검표 청소년 자기 보고서, 공격성, 아동 (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| 피 커스 (Fikkers) 등. (27) | 2016 | Dutch | 백 | 육체적 공격 | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | 미국 사람 | 백 | 자기보고 싸움, 육체적 공격의 교사 평가 | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | 싱가포르 | 아시아의 | 육체적 공격을 평가하는 6 가지 항목 | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer와 Sagiogluo (30) | 2017 | 미국 사람 | 백 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, 두 항목) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner와 Strohmeier (31) | 2015 | 오스트리아의 | 백 | 개인 폭력 | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf, et al. (32) | 2008 | 독일 사람 | 백 | 학생의 폭력 | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| 헐 등. (33) | 2014 | 미국 사람 | 백 | 비 가족 구성원을 때리고 싸우기 위해 학교 사무실로 보냄 | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| 서브 샘플 1 | 백 | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| 서브 샘플 2 | 히스패닉 | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| 서브 샘플 3 | 아시아의 | 49 | - 0.098 | - 0.097 | - 0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | 독일 사람 | 백 | 자기보고 (5 개 항목) 및 교사보고 (1 개 항목) 물리적 공격 | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Dutch | 백 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, XNUMX 개 항목) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| 몰러와 크라에 (36)†,‡ | 2009 | 독일 사람 | 백 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, XNUMX 개 항목) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| 시부야 등. (37)† | 2008 | 일본제 | 아시아의 | 버스 및 페리 공격성 설문지 (물리적, XNUMX 개 항목) | 498 | ∼10.5 | 0.9 | 0.072 | - 0.001¶ | - 0.001 |
| 슈타 우데 ül 러 (38) | 2011 | 독일 사람 | 백 | “공격-기울기” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | - 0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | 독일 사람 | 백 | 동료 지명, 교사 평가 : 잠재 변수 | 228 | 8.9 | 1.0 | - 0.021 | - 0.031 | - 0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | 캐나다의 | 백 | 직접적인 침략 (공중). 격렬한 비디오 게임 플레이 9–12와 지속적인 기울기 효과 | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
표 1 참가자의 국적과 참가자의 백인, 히스패닉 및 아시아의 세 가지 주요 민족의 대표자로 참가자를 분류하는 것을 포함하여 이러한 연구의 주요 특성을 요약합니다. 또한,이 표에는 사용 된 신체적 침략 척도, 기준선 참가자의 평균 연령, 후속 신체적 침략 평가까지의 시간 지연 및 기준선 침략 및 성별과 함께 기준선 침략 이외의 공변량이없는 효과 크기 추정치 원본 보고서에 모든 공변량이 포함되어 있습니다.
기본 분석.
공변량으로 자기 회귀 지연 만 사용하는 효과 크기 추정.
데이터 세트 중 하나를 제외한 모든 데이터에 대해 초기 폭력적 비디오 게임 플레이와 후속 물리적 공격과 관련하여 표준화 된 회귀 계수 추정값을 얻을 수있었습니다.표 1). 고정 효과 메타 분석으로 평균 계수 β = 0.113, 95 % CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001 및 Q 통계, χ2(22) = 61.820, P <0.001, 이는 상당한 이질성을 나타냅니다. Hedges–Vevea 랜덤 효과 메타 분석은 유사한 효과 크기 추정치를 산출했습니다. β = 0.106, 95 % CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 및 Q 통계, χ2(22) = 28.109, P 중요하지 않은 이질성을 나타내는 0.172.
자기 회귀 지연과 공변량을 사용한 효과 크기 추정.
24에서 원래보고 된 결과에 사용 된 모든 공변량에 대해 조정 된 추정치가 포함 된 후속 분석이 수행되었습니다. 대다수의 연구에서 폭력적인 비디오 게임 플레이가 이전의 공격 및 다른 모든 공변량에 대한 물리적 공격 제어의 시간 경과에 따른 증가와 관련이 있음을 나타내는 긍정적 인 추정치가보고되었습니다.
고정 효과 메타 분석으로 평균 계수 β = 0.080, 95 % CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001 및 Q 통계, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (상당한 이질성을 나타냄). 헤지스 – 베베 아 랜덤 효과 분석 결과 비슷한 효과 크기 추정치가 산출되었습니다. β = 0.078, 95 % CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 및 Q 통계, χ2(23) = 27.404, P 중요하지 않은 이질성을 나타내는 0.239. (공변량으로 인한 자기 회귀 지연과 성별을 포함하는 분석 결과는이 두 분석의 추정치 사이에 떨어졌으며, 요청시 저자에게 제공됩니다.)
출판 편견.
우리는 가능한 출판 편향을 평가하기 위해 세 가지 분석을 수행했는데,이 중 어느 것도 문헌에 영향을 과대 평가한다는 증거를 찾지 못했습니다. 로젠탈 페일 세이프 n 추정치에 따르면 700를 초과하는 경우 폭력적인 비디오 게임 플레이와 물리적 공격 사이에 긍정적 인 종단 관계가 존재한다는 결론을 위태롭게하려면 널 (null) 결과가 필요하다고 지적했습니다. n = 1,334; 모든 공변량을 사용한 추정값, Fail-Safe n = 723). 베그와 마주 다르 (41) 순위 상관 τ-b 이전의 침략의 자기 회귀 지연만을 포함하는 무작위 효과 모델 모두에 대해서는 중요하지 않았다. τ-b = -0.269, P = 0.072 및 모든 공변량을 포함한 모형 τ-b = -0.033, P = 0.823. 마지막으로 트림 및 채우기 분석 (42, 43이 데이터에 적용된)는 배포에 아무런 영향을 미치지 않았으며 다시 한 번 게시 바이어스가 없음을 나타냅니다.
중재자 분석.
이러한 관찰 된 효과의 잠재적 중재자를 탐색하기 위해 세 가지 연구 특성과 관련된 효과 크기 추정치의 변동을 조사했습니다. 참가자 민족성, 연령 및 침략 측정 사이의 시간 지연.
민족성.
참가자의 민족성에 따라 효과 크기의 변화를 테스트하기 위해 중재자 분석을 수행했습니다. 한 가지 경우를 제외하고는 대부분 백인, 히스패닉 또는 아시아 인 표본의 인종에 따라 연구가 분류되었습니다 (표 1). Hull et al.에 의한 연구의 경우. (33) 각 참가자의 자기 식별을 기반으로 각 민족 범주에 대해 개별적으로 효과 크기를 계산할 수있었습니다. 다른 모든 분석은 Hull et al.의 전체 효과 크기 추정치를 사용했지만. 총 샘플 (n = 2,723), 민족의 완화 효과를 테스트하는 대신 Hull et al. 서브 샘플 : 흰색 (n = 1,831), 히스패닉 (n = 442) 및 아시아 / 태평양 섬 주민 (n = 49).
의 세 민족 카테고리를 사용한 고정 효과 중재자 분석 표 1 "자동 회귀 지연 만"추정치에 적용하면 상당한 중재자 효과가 산출됩니다.2(2) = 13.658, P = 0.001. 별도의 분석 결과에 따르면 백인 참가자들에게는 가장 큰 영향을 미쳤으며, 아시아 참가자들에게는 중간 정도이며 히스패닉 참가자들에게는 가장 적은 영향을 미쳤습니다. Fig. 1 이 연구 표본에 기초한 전체 추정치 외에 각 그룹 내 추정치). 히스패닉과 비 히스패닉의 두 가지 인종 범주를 사용한 고정 효과 중재자 분석은 또한 중대한 중재자 효과를 산출했습니다.2(1) = 6.820, P = 0.009. 세 민족의 랜덤 효과 중재자 비교와 히스패닉 및 비 히스패닉 샘플의 랜덤 효과 비교는 모두 중요한 의미에 접근했다.2(2) = 5.125, P = 0.077 및 χ2(1) = 3.745, P = 각각 0.053].
베이스 라인 폭력적인 비디오 게임 플레이를 침략을위한 자동 회귀 지연을 포함하고 민족성 중재자 분석을 위해 선택된 데이터를 기반으로하는 후속 물리적 침략과 연관시키는 표준화 된 회귀 계수 (β). 메타 분석에 입력 된 모든 효과에 대해 예상 효과 크기 β (ES; 정사각형) 및 95 % 신뢰 구간 (CI; 선)이 표시됩니다 (19-21, 23-31, 33-40). 다이아몬드는 분석적으로 가중 된 평균 β를 나타낸다. 고정 효과 및 랜덤 효과 모델에 대한 중량 백분율은 각각 W (수정) 및 W (랜드)로 표시되어 있습니다. 여러 개의 독립적 인 샘플이있는 스터디의 경우 각 샘플의 결과가 별도로보고되고 1, 2 또는 3로 번호가 매겨집니다.
"모든 공변량"추정치에 적용된 세 가지 민족 범주를 사용한 고정 효과 중재자 분석은 중요한 중재자 효과를 산출했습니다 .χ2(2) = 9.059, P = 이전에 관찰 된 것과 동일한 형태의 0.011. 이 경우, 세 민족의 랜덤 효과 중재자 비교, χ2(2) = 3.915, P = 0.141 또는 히스패닉 vs 비 히스패닉 비교, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, 통계적으로 유의미 함.
시간 지연.
"자동 회귀 지연 만"추정치에 적용된 세 가지 시간 지연 범주 (1 y 미만, 1 y 미만, 1 y 초과)를 사용한 고정 효과 중재자 분석은 중요한 중재자 효과를 산출했습니다.2(2) = 14.218, P <0.001. 별도의 분석은 1 y, β = 0.157, 95 % CI = (0.130, 0.184) 이상의 지연을 가진 연구에서 효과가 가장 큰 것으로 나타났습니다. z = 11.220, P <0.001, 1 y, β = 0.094, 95 % CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 또는 1 y 미만, β = 0.095, 95 % CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. 랜덤 효과 중재자 분석은 기존의 유의 수준 인 χ를 달성하지 못했습니다.2(2) = 4.001, P = 0.135.
나이.
두 가지 연령 범주 (연령 12 이하, 연령 13 이상)를 사용하는 고정 효과 중재자 분석은 유의성에 근접한 중재자 효과를 산출했습니다 .χ2(1) = 3.788, P = 0.052. 별도의 분석 결과에 따르면 β = 0.128, 95 % CI = (0.109, 0.147), 어린이들 사이에서 영향을 조사한 연구에서 효과가 약간 더 컸습니다. z = 13.119, P <0.001, 어린 자녀가있는 사람보다 β = 0.097, 95 % CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. 랜덤 효과 중재자 분석은 기존의 유의 수준 인 χ를 달성하지 못했습니다.2(1) = 0.982, P = 0.322.
토론
폭력적인 비디오 게임을하는 것이 신체적 공격의 증가와 관련이 있는지 여부에 대한 연구자들이 나뉘어졌다. 대다수의 연구자들이 그러한 협회를 주장했지만, 소수의 성도들은 기존의 증거가 여러 측면에서 결함이 있다고 주장했다. 우리의 결과는 앞에서 설명한이 문헌에 대한 네 가지 구체적인 비판 중 세 가지에 대해 이야기합니다.
첫째, 기존의 많은 연구에서 공격적이지 않은 공격적인 측정 (예 : 공격적인인지 또는 영향)을 사용한다는 비판을 다루기 위해, 우리는 메타 분석을 몇 달 또는 몇 년 동안 명백한 물리적 공격의 변화를 측정 한 연구로 제한했습니다. 우리의 결과는 폭력적인 비디오 게임의 효과가 실제 세계에서 의미있는 행동으로 확장됨을 제안하는 물리적 공격의 기준 수준을 제어 할 때도 종단 연구에서 신뢰할 수있는 메타 분석 효과를 보여주었습니다.
둘째, 적절한 통계적 통제를 포함하지 않은 것에 근거하여이 효과의 추정치가 허위라는 주장을 다루기 위해, 우리는 먼저 단일 공변량으로서의 기준 침략과 각 연구에 원래 포함 된 모든 공변량으로 분석을 수행했다. 결과는 공변량의 포함이 게임 플레이 및 침략의 추정 된 연관성에 미미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 실제로, 퍼거슨 (Ferguson) 등이보고 한 3 가지 연구 중 2 개에 대해. (20, 21) 선호하는 공변량을 포함하면 연관의 크기가 약간 증가했습니다 (표 1).
셋째, 기존의 메타 분석은 출판 편향의 가능성을 고려하지 않은 것으로 비난을 받았지만, 출판 편향을 평가하기 위해 세 가지 다른 분석 접근법을 사용하더라도 널 또는 네거티브 효과 크기에 대한 연구가 문헌에서 과소 표현되지 않았다는 증거는 관찰되지 않았다. 중요하게도,이 결론에 도달하기 위해 사용 된 분석적 접근법은 보완적인 특성을 갖는 것으로 입증되었습니다. 트림 앤 필 기법은 통계적 능력은 높지만 제 1 종 오류율은 높지만 Begg와 Mazumdar의 순위 상관 검정은 검정력은 낮지 만 사실상 유형 I 오류가 없습니다.44). 두 테스트 모두 동일한 결론에 도달한다는 사실은 결과가 신뢰할 수 있음을 나타냅니다.
이러한 효과의 크기에 중점을 둔 네 번째 비판과 관련하여, 추가 분석이 포함되지 않은 경우 메타 분석은 ≈0.11의 적당한 효과 크기를 산출했습니다. 퍼거슨과 그의 동료들은 0.10의 회귀 계수는 결과에서 분산의 1 % 와만 관련이 있으며 이것이 의미가 없을 정도로 작다는 결론을 내렸다. 그러나 다른 사람들은 제곱 회귀 계수가 상대 위험 추정치와 비교하여 실제 효과의 중요성을 판단하기에 덜 적절한 척도를 제공한다고 반박했습니다.1, 45). 사실 로젠탈 (45)에 의존한다고 주장 r2 효과 크기를 해석하는 값은 공격과 같은 반사회적 행동을 연구 할 때 특히 문제가된다.“반 사회적 행동을 예측하고 통제하는 우리의 능력은 실제적으로는 사소한 것이 아니다. r2대부분의 연구에서 얻은 것”(45). 의미있는 효과 크기에 대한 주관적인 정의와 상관없이 문헌에는 통계적으로 유의하고 신뢰할 수있는 효과가 존재한다는 것이 분명합니다.
우리의 연구는 VGV와 침략에 관한 언급 된 문헌에 대한 비판에 대한 회의적인 견해를지지하지만, 우리의 결과는 토론의 반대편에서 연구자들이 도달 한 다른 결론에 대한 가능한 대안 적 설명을 제공한다. 구체적으로, 우리는 침략에 대한 VGV의 영향이 샘플 민족성에 의해 완화된다는 증거를 발견했으며, 백인 참가자는 가장 강한 효과를 보였고 히스패닉 참가자는 유의 한 영향을 나타내지 않았습니다. 아시아 참가자들의 효과는 다른 두 그룹의 효과 사이에 떨어졌습니다.
폭력적인 비디오 게임이 민족성에 의해 완화 될 가능성은 앤더슨 (Anderson) 등의 이전 메타 분석에서 제기되었다. (6)에는 서양 및 아시아 (아프리카 제외) 샘플이 모두 포함되었습니다. 동시에이 저자들은 다음을 발견했습니다.i) 민족의 완화 효과는 단지 기존의 유의 수준에만 접근했고 (ii)는 연구 방법의 변화와 분리 될 수 없었다. 퍼거슨의 후속 메타 분석 (15)는 비디오 게임 효과가 아시아 또는 스페인 샘플이 아닌 서양에 존재 함을 보여줌으로써이 발견을 반복하고 확장했습니다. 그러나 이러한 분석에는 모든 디자인 유형 (비종 방향 포함)에 대한 연구가 포함되었으며 연구 비디오 게임 노출 측정에서 게임 유형 (폭력 대 비폭력)을 고려하지 않았기 때문에 결과는 시간에 따른 VGV 효과.
대조적으로, 본 메타 분석은 세로 형 디자인을 사용하고 Anderson 등의 발견에 의해 확대 된 폭력적인 비디오 게임 노출에 관한 연구에 특히 집중되었다. (6) 이후 백인과 아시아의 샘플 외에도 히스패닉을 구별하여 발표 된 많은 종단 연구를 포함합니다. 우리의 결과는 백인 샘플, 아시아 샘플에 대한 중간 연관성 및 히스패닉 샘플에 대한 작고 중요하지 않은 연관성 사이에서 가장 강한 연관성이 관찰되도록 민족성의 통계적으로 유의미한 조정 효과를 보여주었습니다 (고정 효과 추정치 사용하더라도). 그러나 히스패닉 표본에 대한 소수의 연구가 있기 때문에 폭력적인 게임이이 그룹에 미치는 영향에 대한 확실한 결론을 내리기 전에이 인구에 대한 더 많은 연구가 필요합니다.
소수 민족 간의 차이가 확립 되더라도, 왜 민족이 폭력적인 비디오 게임이 공격적인 행동에 미치는 영향을 완화시킬 수 있는지에 대한 의문이 남아 있습니다. 앤더슨 등. (6)는 서구 사회보다 동부에서 더 작은 미디어 효과 크기를 기대해야하는 5 가지 이유를 설명했다. 구체적으로 다음과 같은 문화 간 차이에 대해 논의합니다.i미디어에서 폭력이 맥락화되는 방식 (ii개인이 상황 행동 상황에 참여하는 정도 (III) 감정의 의미, 경험 및 처리; (iv) 비디오 게임이 일반적으로 이루어지는 공공-민간 상황; 그리고 (v) 게이머의 소셜 네트워크. 이러한 이유로, 우리는 가해자 및 침략의 희생자가된다는 의미에서 문화 간 차이를 더할 것입니다. 이러한 관점에서 폭력의 피해자에 대한 사회적 책임과 공감을 촉진하는 문화는 개인이 가상의 침략과 개인적 가치와 실제 행동에 미치는 영향에서 심리적으로 멀어지게함으로써 폭력적인 게임 플레이의 영향을 줄일 수 있습니다. 반대로, 견고한 개인주의와 전사적 사고 방식을 장려하는 문화는 개인이 공격자 역할을 식별하고 가상 희생자에 대한 동정심을 완화시켜 게임 밖에서의 가치와 행동에 영향을 줄 수 있습니다.
현재 메타 분석에서 관찰 된 침략에 대한 VGV의 영향에 대한 민족성-기반 조정의 설명과 관련하여 Anderson et al. (6)는 문화가 폭력적인 비디오 게임 플레이가 폭력과 공감에 대한 탈감작에 미치는 영향을 완화시켜 서구 문화의 참가자들이 동방 문화의 사람들보다 탈감작이 커지고 공감이 크게 감소 함을 발견했습니다. Ramos et al. (46)는 동부 문화의 사람들과 유사하게 히스패닉 참가자들이 폭력의 미디어 묘사에 직면 할 때 피해자에 대한 공감을 유지하는 것으로 보인다고 제안합니다. 탈선 화 및 감소 된 공감과 관련하여, 후속 침략에 대한 VGV의 영향의 원인 인 Bartholow et al. (47)는 공감이 실험 설계에서 공격에 대한 VGV의 영향을 매개한다는 것을 발견했습니다. 동시에, VGV의 피해자에 대한 공감은 후속 공격을 감소시킬 수 있지만, 가해자에 대한 공감은 실제로 그들의 행동에 대한 정당성을 부여함으로써 후속 침략을 증가시킬 수 있습니다 (예 : 심판). 48 및 49). 분명히, 우리의 설명은 다양한 경험적 연구 결과와 일치하지만, 현재 메타 분석에서 침략에 대한 민족의 관찰 된 중재 영향에 대한 그럴듯한 매개자로서 공감을 확립하기 위해서는 추가적인 연구가 필요합니다.
결론
이러한 메타 분석에 기초하여, 우리는 폭력적인 비디오 게임을하는 것이 이전의 침략을 고려한 후 시간이 지남에 따라 더 큰 수준의 명백한 물리적 침략과 관련이 있다는 결론을 내립니다. 이러한 결과는 폭력적인 비디오 게임 플레이가 시간이 지남에 따른 물리적 공격의 증가와 관련이 있다는 일반적인 주장을 뒷받침합니다. 또한 결과는 다음을 입증함으로써이 문헌에 대한 세 가지 구체적인 비판에 대해 이야기합니다.i) 폭력적인 비디오 게임 플레이는 심각한 공격적 행동 (즉, 명백한, 육체적 공격)의 측정 증가와 관련이 있습니다.ii)이 효과의 추정치는 통계적 공변량을 포함함으로써 약간 감소 할뿐입니다.III) 출판 편견의 증거를 찾지 않음.
결과는 침략에 대한 VGV의 영향이 백인 인종에 의해 가장 강하게 관찰되고, 아시아 참가자에 대해서는 덜 강하지 만 확실하게 관찰되며, 히스패닉 참가자에 대해서는 확실하게 관찰되지 않도록 샘플 민족성에 의해 완화 될 수 있음을 시사합니다. 또한, 더 긴 시간 지연을 수반하는 설계는 더 큰 효과와 관련이있는 것으로 보이며, 이는 다중 파 연구에서의 관찰과 일치하는 결과입니다 (예 : ref. 33).
요약하면, 우리의 메타 분석 결과는 VGV와 물리적 공격을 연결하는 문헌에 대한 몇 가지 주요 비판에 심각한 도전을 제기하며, 토론의 반대편에 대한 연구자들의 불일치 한 발견에 대한 간단한 설명을 제공합니다. 우리는 이러한 결과가 폭력적인 비디오 게임이 공격적인 행동을 일으키는 지 여부에 대한 질문을 넘어서서 왜, 언제, 누구에게 영향을 미치는지에 대한 질문으로 이동하는 데 도움이되기를 바랍니다.
각주
저자는 아무런 이해 상충을 선언하지 않습니다.
이 기사는 PNAS 직접 제출입니다.
이 논문은 10 월 14–16, 2015, Irvine에있는 국립 과학 및 공학 아카데미의 Arnold and Mabel Beckman Center에서 개최 된 국립 과학 아카데미의 Arthur M. Sackler Colloquium의“디지털 미디어 및 개발 정신”에서 발췌 한 것입니다. , CA. 대부분의 프리젠 테이션의 전체 프로그램 및 비디오 녹화는 NAS 웹 사이트에서 볼 수 있습니다. www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
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