ြဒပ်မဲ့သော
ရန်လိုသည့်အပြုအမူပေါ်ဗီဒီယိုဂိမ်းအကြမ်းဖက်မှု (VGV) ၏သြဇာလွှမ်းမိုးမှုရှင်းလင်းခြင်းနှင့်တွက်ချက်ရန်လည်းကျနော်တို့ VGV နှင့်နောက်ဆက်တွဲပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်ရန်ထိတွေ့မှုများအကြားစပ်လျဉ်းအကဲဖြတ်ထိုရက်စွဲအားလုံးကိုအလားအလာလေ့လာမှုများတစ် metaanalysis ပြုလုပ်ခဲ့သည်။ 24 ကျော်တက်ရောက်လာသူများနှင့်အချိန်နှင့်အတူ 17,000 လေ့လာမှုများဖော်ထုတ်ရှာဖွေရေးမဟာဗျူဟာ 3 လမှ 4 နှစ်ပေါင်းအထိကျန်ရစ်။ အဆိုပါနမူနာ 9 နှစ် 19 ကနေယုတ်အသက်အရွယ်နှင့်အတူအမျိုးမျိုးသောလူမျိုးများနှင့်တိုင်းရင်းသားဖွဲ့စည်း။ တစ်ခုချင်းစီကိုလေ့လာမှုငါတို့သည်အခြေခံကျူးကျော်များအတွက်ထိန်းချုပ်ရန်, နောက်ဆက်တွဲကျူးကျော်အပေါ် VGV ၏အလားအလာအကျိုးသက်ရောက်မှုများအတွက်စံဆုတ်ယုတ်ကိန်းရရှိခဲ့သည်။ VGV fixed [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] နှင့်ကျပန်းသက်ရောက်မှုမော်ဒယ်များ [β = 0.106 (0.078, 0.134)] နှစ်ဦးစလုံးကို အသုံးပြု. ကျူးကျော်နှင့်ဆက်စပ်သောခဲ့သည်။ အားလုံးရရှိနိုင် covariates ပါဝင်သည်ခဲ့ကြသည်သောအခါ, အကျိုးသက်ရောက်မှု၏အရွယ်အစား [အသီးသီးβ = 0.080 (0.065, 0.094) နှင့်β = 0.078 (0.053, 0.102),] နှစ်ဦးစလုံးမော်ဒယ်များများအတွက်သိသာထင်ရှားသောနျြရစျ။ ထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုမရှိသက်သေအထောက်အထားများရှာတွေ့ခဲ့သည်။ လူမျိုးရေးကို (fixed-သက်ရောက်မှုမော်ဒယ်များတစ်ကစာရင်းအင်းသိသာက Moderator ခဲ့သည်P ≤ 0.011) ဒါပေမယ့်မကျပန်းဆိုးကျိုးများမော်ဒယ်များဘို့။ Stratified ဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်းအကျိုးသက်ရောက်မှု, White ကြားတွင်အကြီးဆုံးအာရှသားတို့တွင်အအလယ်အလတ်နှင့်အစွမ်းကုန်အကြား nonsignificant ခဲ့ညွှန်ပြ။ ဆွေးနွေးချက်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အပေါ်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်း၏သက်ရောက်မှုနှင့် ပတ်သက်. လက်ရှိငြင်းခုံမှုများအဘို့အထိုကဲ့သို့သောတွေ့ရှိချက်များ၏သက်ရောက်မှုအပေါ်အာရုံစိုက်။
တစ်ဦးကအငြင်းပွားဖွယ်ရာ (အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားများ၏စပ်လျဉ်းကျော်ဖွံ့ဖြိုးပြီးနှင့်ကျူးကျော်ထားပါတယ်1-4) ။ ဒီခေါင်းစဉ်အပေါ်သုတေသနပြုသူမြား၏အများစုထိုကဲ့သို့သောဂိမ်းကစားရန်လိုသည့်အပြုအမူတိုးပွါးကြောင်းငြင်းခုန်သွားရမည်အကြောင်း, တစ်ဦးအသံလူနည်းစုဂိမ်းကစားစပ်လျဉ်းနှင့်အစစ်အမှန်ကမ္ဘာရန်လိုသည့်အပြုအမူမှာအကောင်းဆုံး overstated မှာအဆိုးဆုံး spurious ကြောင်းစောဒကတက်ခဲ့သည်။ အဆိုပါအငြင်းပွားဖွယ်ရာအရေးကြီးသောအစစ်အမှန်ကမ္ဘာသက်ရောက်မှုတွေရှိခဲ့ပါတယ်။ 2011 ခုနှစ်တွင်အမေရိကန်တရားရုံးချုပ် (ကလေးများအားဖြင့်အလွန်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်း၏ဝယ်ယူမှုများနှင့်ငှားရမ်းမှုကန့်သတ်နိုင်ဖို့ဒီဇိုင်းရေးဆွဲနေတဲ့ကယ်လီဖိုးနီးယားပညတ်တော်အတိုင်းဒဏ်ခတ်5) ။ အများစုအမြင် (က "အန္တရာယ် pastime" သူတို့ကို likening အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်း၏အကျိုးသက်ရောက်မှုများ၏အရေးပါမှုနှင့်ပတ်သက်ပြီးသံသယထုတ်ဖော်ပြောဆို5).
အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်း Play စများနှင့်ရန်လို
အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားတိုးရန်လိုသည့်အပြုအမူ Anderson က et al အားဖြင့်အများဆုံးအခိုငျအမာကိုဖန်ဆင်းခဲ့ပြီးသောအမှု။ (6; refs ကိုလည်းကြည့်ပါ။ 7 နှင့် 8) ။ အကြမ်းဖက်မှုများ, ပေးခြင်းရန်လိုသည့်အပြုအမူများနှင့်ပေးခြင်း prosocial အပြုအမူမှစာနာ / sensitive က arousal, အကျိုးသက်ရောက်စေ, သိမှတ်ခံစားမှု: အထူးသညျဤစာရေးဆရာများရန်လိုတုန့်ပြန်ခြောက်အမျိုးအစားအပေါ်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားများ၏သက်ရောက်မှုအပေါ်စာပေ၏ပြည့်စုံ metaanalysis ပါသည်။ သူတို့ရဲ့ metaanalysis 130 သင်တန်းသားများကိုကျော်ပေါ်အခြေခံပြီး 130,000 သုတေသနအစီရင်ခံစာများအကျော်ထံမှသက်ရောက်မှုဆန်းစစ်ခဲ့သည်။ ဤအဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်း၏အခြေခံတွင်စာရေးဆရာများအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားအပြုသဘော, ရန်လိုသည့်အပြုအမူနှင့်အတူရန်လိုသိမှတ်ခံစားမှုဆက်စပ်နှင့်ရန်လိုကိုထိခိုက်အဖြစ်အပျက်သဘောအကြမ်းဖက်မှု၏သားကောင်များအတွက်စာနာမှုနှင့် prosocial အပြုအမူနှင့်ဆက်စပ်ကြောင်းသုံးသပ်ခဲ့သည်။ ထို့အပြင်စာရေးသူသည်ဤဆိုးကျိုးများ, စမ်းသပ် Cross-Section နှင့် longitudinal လေ့လာမှုများအတွက်ကစာရင်းအင်းယုံကြည်စိတ်ချရသောဖြစ်ကြောင်းကောက်ချက်ချ, တတိယလူတစ်ဦးရှုထောင့် vs. ပထမဦးဆုံးယဉ်ကျေးမှုများ, ကျား, မ, နှင့်ဂိမ်းအမျိုးအစားများ (ဥပမာ, ကိုဖြတ်ပြီးလေ့လာတွေ့ရှိကြသည်; လူ့ nonhuman ပစ်မှတ် vs. ; ဒါ ထွက်), နှင့်အတိုင်းအတာများသာလွန်လေ့လာမှုများပိုမိုကြီးမားသက်ရောက်မှုလိုက်လျောဖို့တော်မှာပါ။ Greitemeyer နှင့်Mügge (နေဖြင့်တစ်ဦးထက်ပိုသောမကြာသေးမီ metaanalysis9) အလားတူကောက်မြို့သို့ရောက်လေ၏။
အချို့တို့ကချီးကျူးလိုက်ပါတယ်ပေမယ့်အဖြစ်နိဂုံးခြုပျ (အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်ကျူးကျော်များအကြားတစ်ဦး link ကိုသရုပ်ပြ7), အ Anderson က et al ။ (6) metaanalysis (သုတေသီတစ်ဦးအသံလူနည်းစုအကြားသံသယလျော့မပေးခဲ့ပါဘူး10) ။ ဆောင်းပါးများ၏ကျယ်ပြန့မှာတော့ဖာဂူဆန် (2, 11-16) ဗီဒီယိုဂိမ်းအကြမ်းဖက်မှု (VGV) အစစ်အမှန်ကမ္ဘာကျူးကျော်တိုးပွါးကြောင်းပြသနိုင်ဖို့တပါတည်းယူဆောင်သုတေသနမှာလေးဝေဖန်မှုများညှိပြီးထားပါတယ်: (iအကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်တက်သွားကြောင်း "nonserious ကျူးကျော်" (ကျူးကျော် related စကားများဥပမာအသုံးပြုနိုင်စွမ်း, ကျူးကျော် related ခံစားချက်တွေကို) ၏ထိုကဲ့သို့သော link ကိုအသုံးပြုမှုကိုအတိုင်းအတာကိုထောက်ပံ့သော) များစွာသောလေ့လာမှုတွေ; (ii) များစွာသောလေ့လာမှုတွေမဆိုလေ့လာတွေ့ရှိသက်ရောက်မှုတတိယ variable ကိုဆက်ဆံရေး၏ spurious အကျိုးဆက်များဖြစ်နိုင်ပါသည်ဤအရပ်မှစာရင်းအင်းထိန်းချုပ်မှုအဖြစ်အရေးကြီးသော covariates ပါဝင်သည်နှင့်မထင်သော်လည်း, (iii) တရားမဝင်သောအကျိုးသက်ရောက်မှုသတင်းပို့သူတို့အားဆန့်ကျင်အဖြစ် VGV →ကျူးကျော် link ကိုထောက်ပံ့လေ့လာမှုများထုတ်ဝေနေတဲ့ဘက်လိုက်မှုသည်ရှိ၏, နှင့် (ivတ VGV →ကျူးကျော်ဆက်ဆံရေးတည်ရှိမှုလက်ခံလျှင်ပင်), ပုံမှန်အားအစီရင်ခံတင်ပြသည့်ခန့်မှန်းခြေအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားအလွန်အားအားနည်းနေတယ်။ ဤအငြင်းခုံပြင်းပြင်းထန်ထန် Anderson တို့နှင့်သူ၏လုပ်ဖော်ကိုင်ဘက် (ဖွငျ့ rebutted ပြီဆိုတဲ့အချက်ကိုနေသော်လည်း8), ဖာဂူဆန်နှင့်သူ၏လုပ်ဖော်ကိုင်ဘက် (သူတို့ရဲ့ဝေဖန်မှုအားဖြင့်ရပ်တည်ရန်ဆက်လက်ပါပြီ2, 15, 17, 18) ။ ဖာဂူဆန် et al အားဖြင့်ကြီးပြင်းလာသည့်ဝေဖန်မှုမှလေးစားမှုနှင့်အတူ။ (19-21), ဤသုတေသီများအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်ကျူးကျော်များအကြားမျှအရေးပါသောဆက်ဆံရေးဟာတွေ့ပြီသုံးခုကိုတိကျခိုင်မာစွာ longitudinal လေ့လာမှုများပြုလုပ်ခဲ့ပါသည်ပြီမှတ်သားဖွယ်ဖြစ်ပါတယ်။ (သူတို့ကမှတစ်စိတ်တစ်ပိုင်းတွင်ဤ noneffects attributei) ( "လေးနက်" ကျူးကျော် (ဥပမာပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်) ၏ဆောင်ရွက်ချက်များကို အသုံးပြု. နှင့်ii) သင့်လျော်သောထိန်းချုပ်မှု covariates အပါအဝငျ။
Ethnicity, ဂိမ်း Play စ
အချို့ကသက်သေအထောက်အထား VGV သက်ရောက်မှုမျှတမှလူမျိုးစုနှင့်ယဉ်ကျေးမှု၏အလားအလာထောက်ပံ့တည်ရှိ။ Anderson က et al ။ (6) ကို VGV အကျိုးသက်ရောက်မှုအရှေ့ယဉ်ကျေးမှုထက်အနောက်တိုင်းအတွက်အတန်ငယ်ပိုကြီးခဲ့သည်နှင့်ဤခြားနားချက် (စာရင်းအင်းအရေးပါမှုကိုချဉ်းကပ်သည်ဟု longitudinal ဒီဇိုင်းများအတွက်ရန်လိုသည့်အပြုအမူ၏သူတို့ရဲ့ metaanalysis အတွက်မှတ်ချက်ပြုP = 0.07) ။ တစ်ချိန်တည်းမှာပင်ဤနှိုင်းယှဉ်အတွက်ယဉ်ကျေးမှုဆိုင်ရာကွဲပြားခြားနားမှု ( "ကခြားနားချက်အားနည်းချက်ဒါမှမဟုတ်ကွဲပြားခြားနားသောအစီအမံများအသုံးပြုခြင်းမှယဉ်ကျေးမှုကွဲပြားခြားနားမှုမှစွပ်စွဲရပါမည်ရှိမရှိမသိရသေးခဲ့" ဒီလိုအကြောင်း, သုတေသနဒီဇိုင်းများအတွက်အပြောင်းအလဲနှင့်အတူရှက်ကြောက်ခဲ့ကြသည်6).
ကျူးကျော်အပေါ်ဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့မှု၏သက်ရောက်မှုများပုံမှန်မှလူမျိုးစုများအတွက်အလားအလာ (ဖာဂူဆန်အားဖြင့် corroborated ခဲ့သည်15) မိမိ၏ကိုယ်ပိုင်မကြာသေးမီ metaanalysis ၌တည်၏။ အလုပ်များတွင်ဖာဂူဆန်ဗီဒီယိုဂိမ်းမှထိတွေ့မှုနှင့်အနောက်တိုင်းနမူနာအသုံးပြုခဲ့တဲ့လေ့လာမှုများအကြားရန်လိုသည့်အပြုအမူများအကြားတစ်ဦးကစာရင်းအင်းသိသိသာသာအသင်းအဖွဲ့ကိုတွေ့ပေမယ့်ဒီဆက်ဆံရေးဟာအာရှသို့မဟုတ်ဟစ်စပန်းနစ်နမူနာအသုံးပြုခဲ့တဲ့လေ့လာမှုများအကြားသိသာထင်ရှားသောမဟုတ်ခဲ့ပေ။ ဤအ metaanalytic တွေ့ရှိချက် (အစားအကြမ်းဖက်ဂိမ်းအပေါ်အာရုံစူးစိုက်ခြင်းထက်) အားလုံးဗီဒီယိုဂိမ်းမှထိတွေ့မှုတိုင်းတာကြောင်းလေ့လာမှုများအပေါ်အခြေခံခဲ့ကြသောကြောင့်, ရလဒ် se နှုန်း VGV ဆိုးကျိုးများအကြောင်းကိုမေးခှနျးစကားမပြောစေခြင်းငှါ, ဒါပေမဲ့သူတို့တစ်အလားအလာက Moderator အဖြစ်လူမျိုးစုများ၏မြင်ကွင်းကို support လုပ်ပေး ပြင်းထန်တဲ့ရလဒ်တွေ။
VGV နှင့်တက်ကြွအပြုအမူအပေါ် longitudinal သုတေသန Metaanalysis
ပစ္စုပ္ပန်ပြန်လည်သုံးသပ် VGV နှင့်ကျူးကျော်များအကြားဆက်ဆံရေးဆန့်ကျင်ကြပြီ, ဤဆက်ဆံရေးဟာတစ်ဦးက Moderator အဖြစ်လူမျိုးစုများအတွက်သက်သေအထောက်အထားပြန်လည်သုံးသပ်ဖို့အထက်ဖော်ပြထားလေးပါးအငြင်းပွားမှုများကိုဖြေရှင်းရန်ရည်ရွယ်သည်။ တစ်နောက်ဆက်တွဲမှာပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတူအချိန်အတွက်တဦးတည်းမှာအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစား၏အသင်းအဖွဲ့ဆနျးစစျကွောငျးကို longitudinal ဒီဇိုင်းများ: ငါတို့သည်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်း→ကျူးကျော်အယူအဆ၏အရှိဆုံးတင်းကြပ်နှင့်သင့်လျော်သောစမ်းသပ်မှုပေးအဖြစ်မှတ်သောအရာကိုအာရုံစိုက်စာပေပြန်လည်သုံးသပ်အတွက် ကြိုတင်ကျူးကျော် covarying စဉ်ကာလ၌အချက်။ ပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အာရုံစိုက်ခြင်းအားဖြင့်ကျနော်တို့ကျူးကျော်၏အခြား nonserious အစီအမံမဟုတ်မမှန်စာပေတွင်တွေ့မြင်အကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားဖောင်းပွသောဝေဖန်မှုကိုရှောင်ရှား။ တစ်ဦး metaanalysis ပို့ချခြင်းအားဖြင့်ကျနော်တို့ပျမ်းမျှအရွယ်အစား, စာရင်းအင်းယုံကြည်စိတ်ချရလျက်, စာပေများတွင်သက်ရောက်မှုများပင်သောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောခန့်မှန်းနိုင်ပါ။ ဒါဟာကျွန်တော်တို့ကိုသူတို့အားခန့်မှန်းချက် (တစ် function ကိုအဖြစ်ကွဲပြားသောအတိုင်းအတာဆနျးစစျဖို့ခွင့်ပြုi) တစ်ဦးချင်းစီသုတေသီများနှင့် (နေဖြင့်ထည့်သွင်းစာရင်းအင်း covariatesiiအဆိုပါပါဝင်သူ၏) ယဉ်ကျေးမှု / လူမျိုးစု။ နောက်ဆုံးအနေနဲ့ကျနော်တို့နည်းလမ်းများအမျိုးမျိုးသုံးပြီးထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှု၏သက်သေအထောက်အထားများအဘို့အကြည့်ရှုကြ၏။
နည်းလမ်းများ
လေ့လာမှု retrieval နှင့်ရွေးချယ်ရေး။
ကျနော်တို့ဗီဒီယိုဂိမ်းကစား (ဗီဒီယို gam * OR ဗီဒီယိုဂိမ်း * OR ကွန်ပျူတာ gam * OR အီလက်ထရောနစ် gam *) နဲ့ဆက်စပ်သော့ချက်စာလုံးများ၏ပေါင်းစပ်အသုံးပြုပြီးအီလက်ထရောနစ် databases ကို PsycInfo, PubMed, သိပ္ပံက်ဘ်နှင့် Eric, (longitudinal OR အလားအလာ) longitudinal ဒီဇိုင်းများကိုရှာဖွေလျက်, ရန်လိုသည့်အပြုအမူ (Aggressive * OR violen * OR delinquen *) ။ ရှာဖွေရေးဧပြီလ 1, 2017 အထိထုတ်ဝေဆောင်းပါးများပါဝင်သည်။ မည်သည့်နိုင်ငံကနေလေ့လာရေးပါဝင်များအတွက်အရည်အချင်းပြည့်မီ ရှိ. , အင်္ဂလိပ်ထက်အခြားဘာသာစကားများဖြင့်ထုတ်ဝေသူတွေကိုနေသမျှကာလပတ်လုံးသူတို့ English သို့ဘာသာပြန်ထားသောနိုင်အဖြစ်ပါဝင်များအတွက်အရည်အချင်းပြည့်မီခဲ့ကြသည်။ ဆောင်းပါးများ, စာတမ်းတစ်စောင်တင်သွင်းများနှင့်စာအုပ်အခန်းကြီးမသက်ဆိုင်သူတို့ထုတ်ဝေသို့မဟုတ်အတည်မပြုရသေးသောခဲ့ကြသည်ရှိမရှိ၏ပါဝင်မှုများအတွက်အရည်အချင်းပြည့်မီခဲ့ကြသည်။
အဆိုပါ metaanalysis အတွက်ပါဝင်များအတွက်အရည်အချင်းပြည့်မီဖြစ်စေရန်, လေ့လာမှုများအချိန်အတွက်တဦးတည်းမှာအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့မှုနှင့်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်တိုင်းတာအနည်းဆုံး 3 ရက်သတ္တပတ်အကြာတွင်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်တိုင်းတာကြပါပြီရပါမည်။ အကျိုးစီးပွားဆက်ဆံရေးအကြမ်းဖက်သို့မဟုတ်ရင့်ကျက်သောအကြောင်းအရာများကိုနှင့်အတူဗီဒီယိုဂိမ်း၏အပိုင်းတစ်ပိုင်းကိုသာလျှင်ရန်တိကျသောကွောငျ့သူတို့စုစုပေါင်းဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့အကဲဖြတ်လျှင်, လေ့လာမှုများ (အစားအကြမ်းဖက်သို့မဟုတ်ရင့်ကျက်-rated ဂိမ်းထိတွေ့မှုထက်) ဖယ်ထုတ်ထားခဲ့သည်ဒါမှမဟုတ်သူတို့အကြမ်းဖက်ရုပ်ရှင်ထိတွေ့အကဲဖြတ်လျှင်သို့မဟုတ် ဗီဒီယိုဂိမ်းထက်အခြားမီဒီယာ။ အမှန်တကယ်ကမ္ဘာတိုင်းတာကြောင်းလေ့လာမှုများ, ပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်ဗီဒီယိုဂိမ်း-သွေးဆောင်သောရှုထောင့်အပေါ်အခြေခံပြီး, ပါဝင်သည်ခဲ့ကြသည်သိမှတ်ခံစားမှုပြောင်းလဲမှုများ (ဥပမာ, စိတ်နေသဘောထား, attribute ဘက်လိုက်မှု), စိတ်ခံစားမှု (ဥပမာ, ရန်လိုမုန်းတီးမှု, စိတ်ခံစားမှု desensitization), ခံစားခကျြကို (ဥပမာ, စိတ်ချင်းစာနာမှုနားလည်မှုသာလျှင် စိုးရိမ်ပူပန်မှု), နှင့် arousal သူတို့အနေနဲ့ထူထောင်အပြုအမူအကျိုးသက်ရောက်မှုများအတွက်ပြုပြီအဖြစ်အစေခံနိုငျသောစိတ်ပိုင်းဆိုင်ရာဖြစ်စဉ်များ elucidate insofar အဖြစ်အဓိကအားအရေးကြီးလှသည်။ မိဘများ, ဆရာ, ဆရာမ, ဒါမှမဟုတ်ရွယ်တူများကထောက်ပံ့ပေးအလားတူ ratings ကဲ့သို့အစစ်အမှန်ကမ္ဘာရန်လိုသည့်အပြုအမူ၏ self-အစီရင်ခံစာများ, လက်ခံနိုင်ဖွယ်ကျူးကျော်အစီအမံခဲ့ကြသည်။ နှုတ်ကျူးကျော်ဖို့ကန့်သတ်မသိဘဲရမ်းမေးတဲ့အခြေအနေတွေနှင့်အစီရင်ခံစာများကို အသုံးပြု. အစီရင်ခံစာများလက်ခံနိုင်ဖွယ်အစီအမံစဉ်းစားမခံခဲ့ရပါ။ နောက်ဆုံးအနေနဲ့ရှာဖွေရေးပြောင်းပြန်-ကြောင်းကျိုးဆက်စပ်၏ယုတ္တိတန်သည်ဟုဆိုရမည်လျှော့ချအတွက်သူတို့အစွမ်းသတ္တိပေးသော, longitudinal ဒီဇိုင်းများဖို့ကန့်သတ်ခဲ့သည်။ ပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်စမ်းသပ်ဒီဇိုင်းများအသုံးပြုလေ့လာမှုများထပ်မံလုပ်ဆောင်နိုင်ခြင်းမရှိပါပါဘူးအစစ်အမှန်-ကမ္ဘာ၏ longitudinal လေ့လာမှုများဖို့ပြန်လည်သုံးသပ်မှုကန့်သတ်ပေမယ့်, သူကထည့်သွင်းစဉ်းစားခြင်းမှအဘယ်သူ၏သက်ရောက်မှုအပြုအမူအပေါ်သာယာယီအကျိုးသက်ရောက်မှုများပါဝင်သောအဖြစ်ဝေဖန်စေခြင်းငှါသူတို့အဓာတ်ခွဲခန်း-based စမ်းသပ်ချက်ဖယ်ရှားပစ်ပါဘူး။ ရလဒ်လေ့လာမှုများအဘို့စာရေးသူ၏အသီးအသီးအစုံကိုသူတို့ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်ကျူးကျော်၏ပုံနှိပ်ထုတ်ဝေသည်အခြားသို့မဟုတ်အတည်မပြုရသေးသော longitudinal လေ့လာမှုများနှင့်စပ်လျဉ်းတယ်မဆိုသတင်းအချက်အလက်အဖြစ်ကိုမေးလြှောကျဆက်သွယ်မေးမြန်းခဲ့ပါသည်။
အားလုံးလေ့လာမှုများအဘို့, အသုံးပြုတဲ့အကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားကာ covariate အဖြစ်ကြိုတင်ကျူးကျော်အပါအဝင်စဉ်တွက်ချက်နောက်ဆက်တွဲရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတူဆက်စပ်စံချိန်စံညွှန်းမီဆုတ်ယုတ်ကိန်းဖြစ်ခဲ့သည်။ ကပိုကောင်းထည့်သွင်းစဉ်းစားသို့ခေါ်ဆောင်သွားခံရဖို့ကြိုတင်ကျူးကျော်ရန်လိုအပ်သည်ဖြစ်သောကျူးကျော်အတွက်အကျိုးစီးပွားဆက်ဆံရေး, အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့မှုနှင့်နောက်ဆက်တွဲပြောင်းလဲမှုအကြားအမည်ရ link ကို, ရိုကျလက်ခဏာဖွစျတဲ့ဘာဖြစ်လို့လဲဆိုတော့ဒါကခန့်မှန်းတဲ့သုညယူမှုကိုဆက်စပ်မှုကျော်ပိုမိုနှစ်သက်ခဲ့ပါတယ်။ သုတေသီများအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်၎င်းတို့၏မူလကထုတ်ဝေဆိုးကျိုးများအတွက်ကြိုတင်ကျူးကျော်ကျော်လွန် covariates ပါဝင်သည်အဖြစ် insofar အပြင်, ကျနော်တို့တစ်ဦးချင်းစီသုတေသနအဖွဲ့ကဆက်သွယ်မေးမြန်းရာနှင့်နောက်ဆက်တွဲကြိုတင်ခန့်မှန်းရန်အသုံးပြုသည့်အခါသူတို့အခြေခံအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားနဲ့သက်ဆိုင်တဲ့စံချိန်စံညွှန်းမီဆုတ်ယုတ်ကိန်းနှင့်အတူကျွန်တော်တို့ကိုထောက်ပံ့ကြောင်းမေတ္တာရပ်ခံ covarying စဉ်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်: (i) အခြေခံရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာသာကျူးကျော်နှင့် (ii) အခြေခံရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်ခြင်းနှင့်ကျား, မ။
စာရင်းအင်းခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာ။
ကျနော်တို့ fixed-သက်ရောက်မှုများနှင့်ကျပန်းဆိုးကျိုးများ metaanalytic မော်ဒယ်နှစ်ဦးစလုံးသုံးပြီးအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားအတွက်ခြုံငုံသက်ရောက်မှုများနှင့်ပင်သောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောခန့်မှန်းပါတယ်။ အများစုပါဝင်သူလူမျိုးရေး, လေ့လာမှုစတင်ဖွဲ့စည်းမှာပျမ်းမျှအားပါဝင်သူအသက်အရွယ်နှင့်ကျူးကျော်များ၏တိုင်းတာခြင်းအတွက် longitudinal အချိန်သုံးနေပြီ: ကျနော်တို့ထို့နောက်လေ့လာသောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောအချို့ကိုသုံးသက်သေပြလေ့လာမှုဝိသေသလက္ခဏာများအနေဖြင့်ကြိုတင်ခန့်မှန်းခဲ့ရှိမရှိစမ်းသပ်စစ်ဆေးပါတယ်။ နောက်ဆုံးအနေနဲ့ကျနော်တို့ထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုအောက်တွင်ဖော်ပြထားသောအသေးစိတ်ဖော်ပြထားလေ့လာဆန်းစစ်ဖျော်ဖြေခဲ့ပါတယ်။ ကျနော်တို့ (SPSS v20 နှင့် R ကိုအထုပ်နှစ်ခုလုံးကို "meta" ကိုသုံး22) ဘက်လိုက်မှုလေ့လာဆန်းစစ် metaanalyses နှင့်ထုတ်ဝေလုပ်ဆောင်သွားရန်။
ရလဒ်များ
စာပေရှာရန်ရလဒ်များ။
နောက်ဆုံးတွင်ကျွန်ုပ်တို့၏ရှာဖွေရေး (24 လေ့လာမှုများလြှော့19-21, 23-40()စားပွဲတင် 1), အရာကသာ 5 Anderson က et al အားဖြင့်အစောပိုင်းက metaanalysis အတွက်ထင်ရှား။ , (6) နှင့် 8 Greitemeyer နှင့်Mügge (နေဖြင့်တစ်ဦးထက်ပိုမကြာသေးမီ metaanalysis ၌ထငျရှားသော9) ။ ဒီလေ့လာမှုတွေနိုင်ငံများတွင်တစ်ခုကျယ်ပြန့်မျိုးစုံ (သြစတြီးယား, ကနေဒါ, ဂျာမနီ, ဂျပန်, မလေးရှား, နယ်သာလန်, စင်္ကာပူ, နဲ့အမေရိကန်ပြည်ထောင်စု) မှ 17,000 သင်တန်းသားများကိုကျော်ပါဝင်သည်။ သင်တန်းသားများကို '' ပျှမ်းမျှအသက် 8.9 ထံမှ 19.3 y ကိုအရွယ်ရှိ, နှင့် longitudinal အချိန်သုံးနေပြီ 3 mo ကနေပဲ 4 y ကိုကျော်မရသေးသည်လည်းရှိသည်။ ဒီလေ့လာမှုတွေ၏အများစုသည်အချိန်အတွက်ကနဦးအချက်မှာအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်ရန်လိုသည့်အပြုအမူတိုင်းတာပြီးတော့တစ်ဦးတစ်ပြိုင်နက်ဆုတ်ယုတ်ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာ (သို့မဟုတ်လမ်းကြောင်းကိုဆန်းစစ်သို့မဟုတ်ဖွဲ့စည်းတည်ဆောက်ပုံဆိုင်ရာညီမျှခြင်းမော်ဒယ်) တွင်နောက်ဆက်တွဲပြင်းထန်တဲ့အမူအကျင့်ကိုခန့်မှန်းရန်နှစ်ဦးစလုံးအတိုင်းအတာကိုအသုံးပြုထိန်းချုပ်မှုအမျိုးမျိုးအပါအဝင်စဉ် covariates ။ အားလုံးလေ့လာမှုများမဟုတ်ဘဲစမ်းသပ်မှုတွေအဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့ကြိုးကိုင်ထက်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းမှထိတွေ့မှုတိုင်းတာ။
စားပွဲတင် 1 ။
VGV နှင့်ကျူးကျော်အပေါ် longitudinal လေ့လာမှုများ
| စာရေးဆရာများ | ခုနှစ် | အမျိုးသား | ကျောင်းအုပ်ကြီးလူမျိုးစု | ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတိုင်းအတာ | n | ပျမ်းမျှအသက် T1* | lag (နှစ်) | ကနဦးမှထုတ်ပြန်သောထက်အခြား Covariates | ||
| အဘယ်သူမျှမ | ကျား | အားလုံး | ||||||||
| Adachi နှင့် Willoughby (23) | 2016 | ကနေဒါ | အဖြူ | တိုက်ရိုက်ကျူးကျော် (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာနှင့်နှုတ်) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson က et al ။ (24)† | 2008 | ဂျပန် | အာရှ | ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်စကေးစရိုက်များ | 181 | ~13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson က et al ။ (24)† | 2008 | ဂျပန် | အာရှ | ပြီးခဲ့သည့်လတွင်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော် | 1,050 | ~15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson က et al ။ (24)† | 2008 | အမေရိကန် | အဖြူ | ဆရာသက်တူရွယ်တူများနှင့် Self-အစီရင်ခံစာများအညွှန်းကိန်း, လက်ရှိစာသင်နှစ် | 364 | ~10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al ။ (25) | 2015 | ဂျာမန် | အဖြူ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းနှစ်မျိုး) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et al ။ (25) | 2015 | ဂျာမန် | အဖြူ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းနှစ်မျိုး) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | အမေရိကန် | အဖြူ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းငါးခု) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| ဖာဂူဆန် (19)‡ | 2011 | အမေရိကန် | ဟစ်စပန်းနစ် | ကလေးသူငယ်အပြုအမူစာရင်းလူငယ်ကိုယ်ပိုင်အစီရင်ခံစာ, ကျူးကျော်ကလေး (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| ဖာဂူဆန် et al ။ (21)‡ | 2012 | အမေရိကန် | ဟစ်စပန်းနစ် | ကလေးသူငယ်အပြုအမူစာရင်းလူငယ်ကိုယ်ပိုင်အစီရင်ခံစာ, ကျူးကျော်ကလေး (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| ဖာဂူဆန် et al ။ (20)‡ | 2013 | အမေရိကန် | ဟစ်စပန်းနစ် | ကလေးသူငယ်အပြုအမူစာရင်းလူငယ်ကိုယ်ပိုင်အစီရင်ခံစာ, ကျူးကျော်ကလေး (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et al ။ (27) | 2016 | ဒတျချြ | အဖြူ | ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော် | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| လူမျိုးခြား et al ။ (28) | 2009 | အမေရိကန် | အဖြူ | self-အစီရင်ခံတိုက်ပွဲတွေ, ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်၏ဆရာအဆင့်သတ်မှတ်ချက် | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| လူမျိုးခြား et al ။ (29) | 2014 | စင္ကာပူႏုိင္ငံ | အာရှ | ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အကဲဖြတ်ခြောက်လပစ္စည်းများ | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer နှင့် Sagiogluo (30) | 2017 | အမေရိကန် | အဖြူ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းနှစ်မျိုး) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner နှင့် Strohmeier (31) | 2015 | သြစတြီးယား | အဖြူ | ပုဂ္ဂိုလ်ရေးအကြမ်းဖက်မှုများ | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| et al Hopf ။ (32) | 2008 | ဂျာမန် | အဖြူ | ကျောင်းသားရဲ့ '' အကြမ်းဖက်မှု | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al ။ (33) | 2014 | အမေရိကန် | အဖြူ | တိုက်ပွဲများအဘို့ကျောင်းကရုံးခန်းသို့ပို့နှိပ် nonfamily အဖွဲ့ဝင်များ, | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| နမူနာ 1 | အဖြူ | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| နမူနာ 2 | ဟစ်စပန်းနစ် | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| နမူနာ 3 | အာရှ | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al ။ (34)‡ | 2012 | ဂျာမန် | အဖြူ | self-ဖော်ပြခဲ့သည် (ငါးပစ္စည်းများ) နှင့်ဆရာ-ဖော်ပြခဲ့သည် (တဦးတည်းကို item) ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော် | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al ။ (35)‡ | 2011 | ဒတျချြ | အဖြူ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းများခုနစ်) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Moller နှင့်Krahé (36)†,‡ | 2009 | ဂျာမန် | အဖြူ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းများခုနစ်) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al ။ (37)† | 2008 | ဂျပန် | အာရှ | Buss & Perry Aggression မေးခွန်းလွှာ (ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာ၊ ပစ္စည်းများ ၆ ခု) | 498 | ~10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Muller (38) | 2011 | ဂျာမန် | အဖြူ | "ကျူးကျော်-tilt" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| ဗွန် Salisch et al ။ (39)‡ | 2011 | ဂျာမန် | အဖြူ | ရွယ်တူချင်းအမည်စာရင်းတင်သွင်း, ဆရာမအဆင့်သတ်မှတ်ချက်: ငုပ်လျှိုးနေ variable ကို | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al ။ (40)‡ | 2012 | ကနေဒါ | အဖြူ | တိုက်ရိုက်ကျူးကျော် (ပေးခြင်း) ။ effect ရန်လိုဆင်ခြေလျှောနှင့်အတူရေရှည်တည်တံ့အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစား 9-12 ပြောပြတယ် | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
မှတ်ချက်: ဗွန် Salisch et al ။ (39) ကျူးကျော်တိုင်းတာရန်ရွယ်တူအဆိုပြုချက်များနှင့်ဆရာ ratings သာအသုံးပြုသော; ရှိသမျှသည်အခြားသောလေ့လာမှုများကျူးကျော်၏ Self-အစီရင်ခံတိုင်းတာပါဝင်သည်။
စားပွဲတင် 1 White က, ဟစ်စပန်းနစ်နှင့်အာရှ: ပါဝင်သူနိုင်ငံသားသုံးယောက်မူလတန်းတိုင်းရင်းသားကိုယ်စားလှယ်များအဖြစ်ပါဝင်သူကျွန်တော်တို့ရဲ့အမျိုးအစားအပါအဝင်, ဤလေ့လာမှုများ၏အဓိကလက္ခဏာများ, အကျဉ်းချုပ်။ ထို့အပြင်စားပွဲ, အခြေခံကျူးကျော်ခြင်းနှင့်ကျား, မအတူအခြေခံကျူးကျော်ထက်အခြား covariates မပါဘဲတစ်ဦးကိုသုံးရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတိုင်းအတာ၏အကျဉ်းဖော်ပြချက်, အခြေခံမှာပါဝင်သူ၏ပျှမ်းမျှအသက်, နောက်ဆက်တွဲရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်များ၏အကဲဖြတ်ဖို့အချိန်သုံးနေပြီနှင့်အကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်များပါဝင်သည် နှင့်မူရင်းအစီရင်ခံစာတွင်ထည့်သွင်းအားလုံး covariates အတူ။
အခြေခံပညာလေ့လာဆန်းစစ်။
တစ်ဦး covariate အဖြစ်သာ autoregressive သုံးနေပြီသုံးပြီးအကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်။
အဆိုပါဒေတာအစု၏တဦးတည်းပေမယ့်အလုံးစုံတို့အဘို့, ကျနော်တို့ (ကနဦးရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော် covarying, နောက်ဆက်တွဲရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်သာကနဦးအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားပေါင်းသင်းသည့်စံချိန်စံညွှန်းမီဆုတ်ယုတ်ကိန်း၏ခန့်မှန်းချက်ရယူနိုငျခဲ့ကွစားပွဲတင် 1) ။ တစ်ဦးက fixed-သက်ရောက်မှု metaanalysis β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128) ၏ပျမ်းမျှကိန်းလြှော့, z = 14.815, P <0.001 နှင့်တစ် ဦး မေးစာရင်းဇယား, '2(22) = 61.820, P <0.001, ထိုသိသာသောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောညွှန်ပြ။ တစ် ဦး က Hedges-Vevea ကျပန်း - သက်ရောက်မှု metaanalysis အလားတူအကျိုးသက်ရောက်မှု - အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်လြှော့β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 နှင့်တစ် ဦး မေးစာရင်းဇယား, '2(22) = 28.109, P nonsignificant သောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောညွှန်း = 0.172 ။
autoregressive သုံးနေပြီပေါင်း covariates သုံးပြီးအကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်။
နောက်ဆက်တွဲစမ်းသပ်မှုဟာ 24 များတွင်အသုံးပြုအားလုံး covariates များအတွက်ချိန်ညှိပါဝင်ပတ်သက်ခန့်မှန်းချက်မူလကရလဒ်များကိုအစီရင်ခံကြောင်းကောက်ယူခဲ့ကြသည်။ လေ့လာမှုတစ်ခုအများစုအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားကြိုတင်ကျူးကျော်အပေါင်းတို့နှင့်တကွအခြားအ covariates များအတွက်ထိန်းချုပ်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတွက်အချိန်ကြာလာတာနဲ့အမျှတိုးနှင့်ဆက်စပ်ခဲ့ကွောငျးကိုညွှန်းအပြုသဘောခန့်မှန်းဖော်ပြခဲ့သည်။
တစ်ဦးက fixed-သက်ရောက်မှု metaanalysis β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094) ၏ပျမ်းမျှကိန်းလြှော့, z = 10.387, P <0.001 နှင့်တစ် ဦး မေးစာရင်းဇယား, '2(23) = 50.556, P = 0.001 (သိသိသာသာပင်သောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောညွှန်ပြ) ။ ခြံ-Vevea ကျပန်း-သက်ရောက်မှုဆန်းစစ်အလားတူအကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102) လြှော့, z = 6.173, P <0.001 နှင့်တစ် ဦး မေးစာရင်းဇယား, '2(23) = 27.404, P nonsignificant သောင်းပြောင်းထွေလာရောနှောညွှန်း = 0.239 ။ (covariates နှစ်ခုဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်းမှအခန့်မှန်းချက်များအကြားကျဆင်းသွားအဖြစ် autoregressive သုံးနေပြီနှင့်ကျားမနှစ်ဦးစလုံးမပါဝင်ကြောင်းစမ်းသပ်မှုအနေဖြင့်ရလဒ်များ။ သူတို့ကတောငျးဆိုခကျြအပျေါမှာစာရေးသူအနေဖြင့်ရရှိနိုင်ပါသည်။ )
ထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှု။
ကျွန်တော်တို့သည်ဖြစ်နိုင်သောထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုအကဲဖြတ်ရန်စာပေအတွက်အကျိုးသက်ရောက်မှုပိုမိုမှန်းဆဘို့သက်သေအထောက်အထားများတွေ့ရှိခဲ့သောအဘယ်သူမျှမသုံးဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်းပြုလုပ်ခဲ့သည်။ Rosenthal ကျရှုံးခြင်း-Safe n ခန့်မှန်းချက် 700 တရားမဝင်သောတွေ့ရှိချက်များပိုလျှံနေတဲ့အပြုသဘော longitudinal စပ်လျဉ်းသာကျူးကျော် autoregressive သုံးနေပြီ covariate, ကျရှုံးခြင်း-Safe သုံးပြီး (အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်များအကြားခန့်မှန်းရှိကွောငျးနိဂုံးထိခိုက်ရန်လိုအပ်သောဖြစ်လိမ့်မယ်လို့ညွှန်ပြ n = 1,334; အားလုံး covariates, ကျရှုံးခြင်း-Safe သုံးပြီးခန့်မှန်းချက် n = 723) ။ အဆိုပါ Begg နှင့် Mazumdar (41) ရာထူးဆက်စပ်မှု τ-ခ သာကြိုတင်ကျူးကျော်များ၏ autoregressive သုံးနေပြီပါဝင်သည်သောကျပန်းဆိုးကျိုးများမော်ဒယ်နှစ်ဦးစလုံးအတှကျအ nonsignificant ခဲ့သည် τ-ခ = -0.269, P = 0.072 အပေါင်းတို့နှင့်တကွ, covariates ပါဝင်သည်သောမော်ဒယ် τ-ခ = -0.033, P = 0.823 ။ နောက်ဆုံးအနေနဲ့တစ်ခုလျနှင့်ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာဖြည့်ပါ (42, 43) တစ်ဖန်ပြန်လည်ထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုမရှိခြင်းညွှန်ပြခြင်း, ဖြန့်ဖြူးဖို့မဆိုသက်ရောက်မှု add မပြုခဲ့သောဤအချက်အလက်လျှောက်လွှာတင်ခဲ့တယ်။
မော်ဒီလေ့လာဆန်းစစ်။
ကျူးကျော်၏တိုင်းတာများအကြားပါဝင်သူလူမျိုးရေး, အသက်, နှင့်အချိန်သုံးနေပြီဤလေ့လာတွေ့ရှိသက်ရောက်မှု၏အလားအလာမော်ဒစူးစမ်းဖို့ကျနော်တို့သုံးလေ့လာမှုဝိသေသလက္ခဏာများနှင့်ဆက်စပ်အကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်များတွင်အပြောင်းအလဲဆန်းစစ်ခဲ့သည်။
လူမျိုးစု။
မော်ဒီစမ်းသပ်မှုပါဝင်သူလူမျိုးစုများ၏ function ကိုအဖြစ်အကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားအတွက်အပြောင်းအလဲအဘို့စမ်းသပ်ဖို့ကောက်ယူခဲ့ကြသည်။ White က, ဟစ်စပန်းနစ်, ဒါမှမဟုတ်အာရှ (: အားလုံးမဟုတ်တဦးတည်းကိစ္စများတွင်လေ့လာမှုများနမူနာများ၏မြင်သာထင်သာလူမျိုးရေးအပေါ်အခြေခံပြီးခွဲခြားခဲ့သည်စားပွဲတင် 1) ။ Hull et al အားဖြင့်လေ့လာမှု၏အမှု၌။ (33) ကတစ်ဦးချင်းစီပါဝင်သူရဲ့ Self-ဖော်ထုတ်ခြင်းအပေါ်အခြေခံပြီး, ဤလူမျိုးစုအမျိုးအစားတစ်ခုချင်းစီအတွက်သီးခြားအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားတွက်ချက်ရန်ဖြစ်နိုင်သမျှဖြစ်ခဲ့သည်။ ရှိသမျှသည်အခြားသောစမ်းသပ်မှုဟာ Hull et al အနေဖြင့်ခြုံငုံအကျိုးသက်ရောက်မှု-အရွယ်အစားခန့်မှန်းချက်ကိုအသုံးပြုပေမယ့်။ စုစုပေါင်းနမူနာ (n = 2,723), လူမျိုးစုများ၏စိစစ်အကျိုးသက်ရောက်မှုစမ်းသပ်မည့်အစားသုံး Hull et al ၏တစ်ဦးချင်းစီနဲ့သက်ဆိုင်တဲ့သီးခြားအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားပါဝင်ပတ်သက်လေ့လာဆန်းစစ်။ subsamples: White က (n = 1,831), ဟစ်စပန်းနစ် (n = 442) နှင့်အာရှ / ပစိဖိတ်ကျွန်းသား (n = 49) ။
သုံးယောက်တိုင်းရင်းသားအမျိုးအစားထဲမှာသုံးပြီးတစ်ဦးက fixed-သက်ရောက်မှုက Moderator ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာ စားပွဲတင် 1 ခန့်မှန်းသိသာက Moderator အကျိုးသက်ရောက်မှု, χလြှော့က "သာ autoregressive သုံးနေပြီ" ရန်လျှောက်ထား2(2) = 13.658, P = 0.001 ။ သီးခြားဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်း, အကျိုးသက်ရောက်မှု White ကသင်တန်းသားများကိုအကြားအကြီးဆုံးခဲ့ကြောင်းညွှန်ပြအာရှသင်တန်းသားများအကြားအလယ်အလတ်နှင့် (ကိုတွေ့မြင်ဟစ်စပန်းနစ်သင်တန်းသားများအကြားအသေးငယ်ဆုံး သဖန်းသီး။ 1 အုပ်စုတိုင်းအတွင်းခန့်မှန်းတွက်ချက်မှုအဘို့ဤလေ့လာမှုနမူနာအပေါ်အခြေခံပြီးခြုံငုံခန့်မှန်းချက်) အပြင်၌။ ဟစ်စပန်းနစ် vs. Non-ဟစ်စပန်းနစ်နှစ်ခုတိုင်းရင်းသားအမျိုးအစားသုံးပြီး fixed-သက်ရောက်မှုက Moderator ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာလည်းသိသိသာသာက Moderator အကျိုးသက်ရောက်မှု, χလြှော့2(1) = 6.820, P = 0.009 ။ သုံးတိုင်းရင်းသားများ၏ကျပန်း-သက်ရောက်မှုက Moderator နှိုင်းယှဉ်ခြင်းနှင့်ဟစ်စပန်းနစ် vs. Non-ဟစ်စပန်းနစ်နမူနာများ၏ကျပန်းဆိုးကျိုးများနှိုင်းယှဉ်နှစ်ခုစလုံးအရေးပါမှုကိုချဉ်းကပ် [χ2(2) = 5.125, P = 0.077 နှင့်χ2(1) = 3.745, P အသီးသီး = 0.053,] ။
စံချိန်စံညွှန်းမီဆုတ်ယုတ်ကိန်း (β) ကျူးကျော်များအတွက် autoregressive သုံးနေပြီအပါအဝင်နောက်ဆက်တွဲရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်နှင့်အတူအခြေခံအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားပေါင်းသင်းခြင်းနှင့်လူမျိုးစုက Moderator အဘို့ကိုပိုင်းခြားသုံးသပ်ပြီးရွေးချယ်ထားသည့်အချက်အလက်ပေါ်အခြေခံပါတယ်။ ခန့်မှန်းခြေအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားβ (ES; စတုရန်း) နှင့် 95% ယုံကြည်မှုကြားကာလ (CI; လိုင်းများ) အားလုံးသက်ရောက်မှုများ metaanalysis သို့ ဝင်. အဘို့ (ပြသနေကြသည်19-21, 23-31, 33-40) ။ စိန်ပွင့် metaanalytically မာန်တင်းယုတ်βကိုယ်စားပြုသည်။ fixed-သက်ရောက်မှုများနှင့်ကျပန်း-သက်ရောက်မှုများအတွက်အလေးချိန်ရာခိုင်နှုန်းမော်ဒယ်များအသီးသီး W က (ပြင်ဆင်ချက်) နှင့်ဒဗလျူ (ကျပန်း) တံဆိပ်တပ်ထားပါသည်။ မျိုးစုံလွတ်လပ်သောနမူနာနှင့်အတူလေ့လာမှုများအဘို့, တစ်ဦးချင်းစီနမူနာများအတွက်ရလဒ်သီးခြားစီအစီရင်ခံတင်ပြခြင်းနှင့် 1, 2, ဒါမှမဟုတ် 3 ရေတွက်သည်။
သည် "အားလုံး covariates" ခန့်မှန်းဖို့လျှောက်ထားသုံးတိုင်းရင်းသားအမျိုးအစားကိုအသုံးပြုပြီးတစ်ဦးက fixed-သက်ရောက်မှုက Moderator ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာသိသိသာသာက Moderator အကျိုးသက်ရောက်မှု, χလြှော့2(2) = 9.059, P ယခင်ကလေ့လာတွေ့ရှိကဲ့သို့တူညီသောပုံစံ = 0.011 ။ ဤကိစ္စတွင်သုံးတိုင်းရင်းသားများ၏မကျပန်း-သက်ရောက်မှုက Moderator နှိုင်းယှဉ်, χ2(2) = 3.915, P = 0.141 မဟစ်စပန်းနစ် vs. Non-ဟစ်စပန်းနစ်နှိုင်းယှဉ်, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, စာရင်းအင်းအရေးပါမှုကိုအောင်မြင်။
အချိန်သုံးနေပြီ။
သုံးအချိန်-သုံးနေပြီအမျိုးအစားကိုအသုံးပြုပြီးတစ်ဦးက fixed-သက်ရောက်မှုက Moderator ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာ (1 y က, 1 y က, 1 y ကထက်ပိုပြီးထက်နည်း) ကို "autoregressive သုံးနေပြီသာ" ခန့်မှန်းဖို့လျှောက်ထားသိသိသာသာက Moderator အကျိုးသက်ရောက်မှု, χလြှော့2(2) = 14.218, P <0.001 ။ သီးခြားဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်းကအကျိုးသက်ရောက်မှုသည် ၁ နှစ်ထက် ပို၍ နောက်ကျပြီးလေ့လာမှုတွင်အကြီးဆုံးဖြစ်ကြောင်းβ = 1, 0.157% CI = (95, 0.130), z = 11.220, P <0.001 နှင့် 1 y နဲ့ညီမျှတဲ့лагနှင့်အတူလေ့လာမှုများအတွက်သေးငယ်, β = 0.094, 95% CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001, ဒါမှမဟုတ်ဒီထက်နည်း 1 y က, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001 ။ ကျပန်း - အကျိုးသက်ရောက်မှုများစစ်ဆေးသူကိုခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာခြင်းသည်သမားရိုးကျအရေးပါမှုအဆင့်ကိုမအောင်မြင်ပါ2(2) = 4.001, P = 0.135 ။
ခေတ်။
နှစ်ခုအသက်အရွယ်အမျိုးအစား (အသက် 12 နှင့်အငယ်, အသက် 13 နှင့်အထက်) ကို အသုံးပြု. တစ်ဦးက fixed-သက်ရောက်မှုက Moderator ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာအရေးပါမှုကိုချဉ်းကပ်တဲ့က Moderator အကျိုးသက်ရောက်မှုလြှော့, χ2(1) = 3.788, P = 0.052 ။ သီးခြားဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်းအကျိုးသက်ရောက်မှုအဟောင်းသားတို့တှငျအသက်ရောက်မှုဆန်းစစ်ကြောင်းလေ့လာမှုများ, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147) တွင်အနည်းငယ်ပိုကြီးခဲ့ကြောင်းညွှန်ပြ, z = 13.119, P <0.001, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), ငယ်ရွယ်သောကလေးများနှင့်အတူရှိသူများထက်, z = 7.456, P <0.001 ။ ကျပန်း - အကျိုးသက်ရောက်မှုများစစ်ဆေးသူကိုခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာခြင်းသည်သမားရိုးကျအရေးပါမှုအဆင့်ကိုမအောင်မြင်ပါ2(1) = 0.982, P = 0.322 ။
ဆွေးနွေးမှု
သုတေသီများရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတွက်နောက်ဆက်တွဲတိုးနှင့်ဆက်စပ်သည်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားဖြစ်စေမ၏မေးခွန်းကိုလေးစားမှုနဲ့အတူခွဲခြားခြင်းခံခဲ့ရသည်။ သုတေသီတစ်ဦးအများစုထိုကဲ့သို့သောအသင်းအဖွဲ့များအတွက်စောဒကတက်ခဲ့ကြပေမယ့်လည်းတစ်ဦးအသံလူနည်းစုတည်ဆဲသက်သေအထောက်အထားများအများအပြားအရိုအသေအတွက်အပြစ်အနာကြောင်းအခိုင်အမာသိရသည်။ ကျွန်ုပ်တို့၏ရလဒ်များကိုယခင်ကဖော်ပြထားဒီစာပေ၏လေးသတ်သတ်မှတ်မှတ်ဝေဖန်သုံးမှဟောပြောလော့။
ပထမဦးစွာများစွာသောရှိပြီးသားလေ့လာမှုများ (ဥပမာ, ရန်လိုသိမြင်မှုသို့မဟုတ်အကျိုးသက်ရောက်စေ) ကျူးကျော်၏ "nonserious" အစီအမံကိုအသုံးပြုကြောင်းဝေဖန်မှုများဖြေရှင်းရန်ကျနော်တို့လအတွင်းသို့မဟုတ်နှစ်ပေါင်း၏သင်တန်းကျော်ပေးခြင်း, ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်ပြောင်းလဲမှုများတိုင်းတာကြောင်းလေ့လာမှုများမှကျွန်တော်တို့ရဲ့ metaanalysis ကန့်သတ်။ ကျွန်ုပ်တို့၏ရလဒ်များကိုအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းများ၏သက်ရောက်မှုအစစ်အမှန်ကမ်ဘာပျေါတှငျအဓိပ်ပာယျအပြုအမူတွေကိုလုပ်ဖို့တိုးချဲ့ကြောင်းအကြံပြု, ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်များ၏အခြေခံအဆင့်ဆင့်အဘို့ကိုထိန်းချုပ်လျှင်ပင် longitudinal လေ့လာမှုများအတွက်ယုံကြည်စိတ်ချရသော metaanalytic အကျိုးသက်ရောက်မှုသရုပ်ပြခဲ့သည်။
ဒုတိယအချက်, ဒီအကျိုးသက်ရောက်မှုများခန့်မှန်းလုံလောက်သောစာရင်းအင်းထိန်းချုပ်မှုများပါဝင်သည်ရန်ပျက်ကွက်အပေါ်အခြေခံပြီး spurious ဖြစ်ကြောင်းအငြင်းပွားမှုများကိုဖြေရှင်းရန်ကျနော်တို့ဝါး covariate အဖြစ်အခြေခံကျူးကျော်နှင့်အတူပထမဦးဆုံးကျွန်တော်တို့ရဲ့ဆန်းစစ်ခြင်းများပြုလုပ်ထားခြင်းကောက်ယူပြီးထပ်မံမူလကတစ်ဦးချင်းစီလေ့လာမှုတွင်ပါဝင်သောအားလုံး covariates အတူ။ ရလဒ်များ covariates ၏ပါဝင်မှုဂိမ်းကစားခြင်းနှင့်ကျူးကျော်များ၏ခန့်မှန်းခြေအသင်းအဖွဲ့အပေါ်သာအသေးအဖှဲသက်ရောက်မှုရှိသည်ဖို့ပေါ်လာပြသခဲ့သည်။ အမှန်စင်စစ်ဖာဂူဆန် et al နေဖြင့်ဖော်ပြခဲ့သည်သုံးခုလေ့လာမှုနှစ်ခုအဘို့။ (20, 21), သူတို့ရဲ့ဦးစားပေး covariates ၏ပါဝင်မှုအနည်းငယ် (အအသင်းအဖွဲ့၏အရွယ်အစားတိုးလာစားပွဲတင် 1).
တည်ဆဲ metaanalyses အကောင့်သို့ထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုများအတွက်အလားအလာယူပျက်ကွက်အဖြစ်ဝေဖန်ခဲ့ကြသော်လည်းတတိယ, ငါတို့သည်တရားမဝင်သောသို့မဟုတ်အပျက်သဘောဆောင်သောအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားနှင့်အတူလေ့လာမှုများထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုအကဲဖြတ်ရန်သုံးခုကွဲပြားခြားနားသောခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာချဉ်းကပ် အသုံးပြု. နေသော်လည်း, စာပေအတွက် underrepresented ခဲ့ကြကြောင်းဘယ်သူမျှမသက်သေအထောက်အထားလေ့လာသည်။ အရေးကြီးတာက, ဒီနိဂုံးချုပ်မှာရောက်လာရန်အသုံးပြုသည့်ခွဲခြမ်းစိတ်ဖြာချဉ်းကပ်မှုဖြည့်စွတ်အရည်အသွေးတွေကိုအပိုင်သရုပ်ပြပြီ: အလျ-and ဝစွာ technique ကိုမြင့်မားသောစာရင်းအင်းပါဝါပေမယ့်မြင့်မား type ကိုငါအမှားမှုနှုန်းရှိပြီး, အ Begg နှင့် Mazumdar ရဲ့ရာထူးဆက်စပ်မှုစမ်းသပ်နိမ့်ပါဝါရှိပါတယ်သော်လည်းပေမယ့် အထွက်နှုန်းနီးပါးမျှ type ကိုငါအမှားများ (44) ။ ဤအစမ်းသပ်မှုနှစ်ခုလုံးအတူတူပင်နိဂုံးချုပ်ရောက်ရှိဖို့ဆိုတဲ့အချက်ကိုရလဒ်ယုံကြည်စိတ်ချရသောဖြစ်ကြောင်းအကြံပြုထားသည်။
အပိုဆောင်း covariates မပါဝင်ခဲ့ကြသည်အခါစတုတ္ထဝေဖန်မှုများမှလေးစားမှုနှင့်အတူဤသက်ရောက်မှု၏အရွယ်အစားအပေါ်အာရုံစူးစိုက်ကျွန်တော်တို့ရဲ့ metaanalysis ≈0.11တစ်ဦးကျိုးနွံအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားလြှော့။ ဖာဂူဆန်နှင့်သူ၏လုပ်ဖော်ကိုင်ဘက် 0.10 တစ်ဆုတ်ယုတ်ကိန်းရလဒ်အတွက်ကှဲလှဲသာ 1% နဲ့ဆက်စပ်ကြောင်းမှတ်ချက်ပြုနှင့်ဤအနတ္တဖြစ်သကဲ့သို့အသေးကြောင်းကောက်ချက်ချခဲ့ကြသည်။ သို့သော်အခြားသူများက (နှစ်ထပ်ဆုတ်ယုတ်ကိန်းဆွေမျိုးအန္တရာယ်များ၏ခန့်မှန်းချက်နှင့်နှိုင်းယှဉ်ပါသက်ရောက်မှု၏လက်တွေ့အရေးပါမှုကိုစီရင်တော်များအတွက်လျော့နည်း-သင့်လျော်သောမက်ထရစ်များကိုတု1, 45) ။ တကယ်တော့, Rosenthal (45) ရက်နေ့တွင်ပြုလုပ်မှီခိုစောဒကတက် r2 အကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားအနက်ကိုဘော်ပြမှတန်ဖိုးများ antisocial အပြုအမူကြိုတင်ခန့်မှန်းခြင်းနှင့်ထိန်းချုပ်ရန်ကျွန်တော်တို့ရဲ့စွမ်းရည်ကို၎င်းပုံသေးငယ်ပေမယ့်မှာအားလုံးအသေးအဖွဲလက်တွေ့ကျတဲ့အသုံးအနှုန်းများအတွက်မဟုတ်ပါဘူး "ဖျော, ထိုကဲ့သို့သောကျူးကျော်အဖြစ် antisocial အပြုအမူတွေ, လေ့လာနေများ၏အခြေအနေတွင်အထူးသဖြင့်ပြဿနာဖြစ်ပါသည် r2အများဆုံးလေ့လာမှုများအတွက်ရရှိသော့ "(45) ။ မည်သို့ပင်အဓိပ္ပာယ်ပြည့်အကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားတဦးရဲ့ပုဂ္ဂလဒိဋ္ချက်နှင့်အဓိပ္ပါယ်၏, တကကစာရင်းအင်းသိသာ, ယုံကြည်စိတ်ချရသောအကျိုးသက်ရောက်သည့်စာပေများတွင်ရှိကွောငျးထငျရှားသညျ။
ကျွန်တော်တို့ရဲ့လေ့လာမှု VGV နှင့်ကျူးကျော်အပေါ်စာပေ၏ဖျောပွဝေဖန်မှုများတစ်ဦးသံသယအမြင်ထောက်ခံပါတယ်ပေမယ့်လည်းကျွန်တော်တို့ရဲ့ရလဒ်များဆွေးနွေးငြင်းခုံ၏ဆန့်ကျင်ဘက်နှစ်ဖက်အပေါ်သုတေသီများအားဖြင့်ရောက်ရှိသည့်မတူညီသောကောက်ချက်တစ်ခုဖြစ်နိုင်သောအခြားရွေးချယ်စရာရှင်းပြချက်ကိုဆက်ကပ်။ အထူးသကျနော်တို့ White ကသင်တန်းသားများကိုအဘယ်သူမျှမသိသိသာသာအကျိုးသက်ရောက်မှုများဖေါ်ပြခြင်းအင်အားအကောင်းဆုံးအကျိုးသက်ရောက်မှုနှင့်ဟစ်စပန်းနစ်သင်တန်းသားများကိုဖေါ်ပြခြင်းနှင့်အတူ, ကျူးကျော်အပေါ် VGV ၏အကျိုးသက်ရောက်မှုနမူနာလူမျိုးစုတို့ကတည်းဖြတ်ကြောင်းသက်သေအထောက်အထားများတွေ့ရှိခဲ့သည်။ အာရှသင်တန်းသားများကိုများအတွက်အကျိုးသက်ရောက်မှုများအခြားအုပ်စုနှစ်စုအဘို့သူများအကြားကျဆင်းခဲ့သည်။
ကျူးကျော်အပေါ်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းများ၏သက်ရောက်မှုမျိုးနွယ်စုတို့ကတည်းဖြတ်သောဖြစ်နိုင်ခြေ Anderson က et al နေဖြင့်ယခင် metaanalysis မှာကြီးပြင်းခဲ့သည်။ (6) ထိုအနောက်တိုင်းနှင့်အာရှ (သို့သော်ဟစ်စပန်းနစ်မဟုတ်နှစ်ဦးစလုံး) နမူနာပါဝင်သည်။ တစ်ချိန်တည်းမှာပင်ဤစာရေးဆရာများတွေ့ရှိခဲ့: (i) လူမျိုးစုများ၏စိစစ်အကျိုးသက်ရောက်မှုသာအရေးပါမှု၏သမားရိုးကျအဆင့်ဆင့်ကိုချဉ်းကပ်နှင့် (ii) သုတေသနနည်းစနစ်အတွက်အပြောင်းအလဲကနေ disentangled လို့မရပါ။ ဖာဂူဆန်အားဖြင့်တစ်ဦးကနောက်ဆက်တွဲ metaanalysis (15) ပုံတူကူးယူခြင်းနှင့်ဗီဒီယိုဂိမ်းသက်ရောက်မှုအနောက်တိုင်းပေမယ့်အာရှသို့မဟုတ်ဟစ်စပန်းနစ်မဟုတ်နမူနာအကြားပစ္စုပ္ပန်ဖြစ်ကြောင်းဖေါ်ပြခြင်းဖြင့်အသုံးပြုပုံဒီတွေ့ရှိချက်တိုးချဲ့။ သို့သော်ထို (nonlongitudinal အပါအဝင်) အားလုံးဒီဇိုင်းအမျိုးအစားများပါဝင်ပတ်သက်လေ့လာမှုများလေ့လာဆန်းစစ်ဘာဖြစ်လို့လဲဆိုတော့နှင့်ရလဒ်များကို၏မေးခွန်းကိုတိုက်ရိုက်မပြောတတ်ပါဘူး, လေ့လာမှု 'သည်ဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့မှုတိုင်းတာမှုများအတွက် (အကြမ်းမဖက် vs. အကြမ်းဖက်) အကောင့်သို့ဂိမ်းအမျိုးအစားကိုမယူခဲ့ပါ အချိန်ကြာလာတာနဲ့အမျှ VGV ဆိုးကျိုးများ။
ဆနျ့ကငျြ, ပစ္စုပ္ပန် metaanalysis longitudinal ဒီဇိုင်းများအသုံးပြု Anderson က et al အားဖြင့်တွေ့ရှိချက်အပျေါမှာတိုးချဲ့ကြောင်းအကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းထိတွေ့မှု၏လေ့လာမှုများအပေါ်အထူးအာရုံစူးစိုက်။ (6) ကတည်းကနှင့်အဖြူရောင်နှင့်အာရှနမူနာအပြင်ဟစ်စပန်းနစ်ကွဲပြားခြားနားသွားသဖြင့်ပုံနှိပ်ထုတ်ဝေအများအပြား longitudinal လေ့လာမှုများအပါအဝင်ဖြင့်ပြုလုပ်နိုင်ပါတယ်။ ကျွန်ုပ်တို့၏ရလဒ်များအပြင်းထန်ဆုံးအသင်းအဖွဲ့ဟစ်စပန်းနစ်နမူနာများအတွက်အဖြူရောင်နမူနာအာရှနမူနာတစ်ခုအလယ်အလတ်အသင်းအဖွဲ့နှင့်သေးငယ်တဲ့, nonsignificant အသင်းအဖွဲ့အကြားလေ့လာတွေ့ရှိခဲ့သည်ထိုကဲ့သို့သောကြောင်း, (ပုံသေဆိုးကျိုးများခန့်မှန်းချက်ကို အသုံးပြု. ဆိုသော်ငြား) လူမျိုးစုများ၏စာရင်းအင်းသိသိသာသာဖြည့်ညှင်းအကျိုးသက်ရောက်မှုပြသခဲ့သည်။ ဒါကဟစ်စပန်းနစ်နမူနာနှင့်အတူလေ့လာမှုများ၏သေးငယ်တဲ့အရေအတွက်ကပေးသော, ဒီလူဦးရေရဲ့ထက်ပိုလေ့လာမှုများရှင်းလင်းစွာဤအုပ်စုအပေါ်အကြမ်းဖက်ဂိမ်း၏အကျိုးသက်ရောက်မှုနှင့် ပတ်သက်. ကုမ္ပဏီတစ်ခုကကောက်ချက်မချခင်လိုအပ်နေပါသည်ဟုလျှောက်လေ၏။
တိုင်းရင်းသားအုပ်စုများအကြားခြားနားချက်များကိုထူထောင်ကြသည်ရင်တောင်မေးခွန်းလူမျိုးရေးရန်လိုသည့်အပြုအမူအပေါ်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်း၏သြဇာလွှမ်းမိုးမှုများပုံမှန်လိမ့်မယ်ဘာကြောင့်နေဆဲဖြစ်သည်။ Anderson က et al ။ (6) အနောက်တိုင်းလူ့အဖွဲ့အစည်းထက်အရှေ့အတွက်သေးငယ်မီဒီယာအကျိုးသက်ရောက်မှုအရွယ်အစားကိုမျှော်လင့်ရန်ငါးအကြောင်းပြချက်တင်ပြသည်။ (အထူးသ, သူတို့အတွက် Cross-ယဉ်ကျေးမှုကွဲပြားခြားနားမှုဆွေးနွေးရန်i) အကြမ်းဖက်မှုမီဒီယာညွှန်းလျက်ရှိပါသည်ပုံ, (ii) အရာတဦးချင်းစီအရေးယူမှုအခြေအနေအခြေအနေတွင်မှတက်ရောက်ရန်အတိုင်းအတာ; (iiiစိတ်ခံစားမှု၏) အဓိပ္ပာယ်ကို, အတွေ့အကြုံနှင့်အပြောင်းအလဲနဲ့; (ivဗီဒီယိုဂိမ်းပုံမှန်အားကစားထားတဲ့အတွက်) အများပြည်သူ-ပုဂ္ဂလိကအခြေအနေတွင်; နှင့် (v) ဂိမ်းကစားများ၏လူမှုကွန်ယက်။ ဤအအကြောင်းရင်းများစေရန်, ကျွန်တော်တစ်ဦးကျူးလွန်ဖောက်ဖျက်ခြင်းနှင့်ကျူးကျော်များ၏သားကောင်ဖြစ်ခြင်း၏အဓိပ္ပါယ်ကိုအတွက်ယဉ်ကျေးမှုများအနှံ့အပြောင်းအလဲ add လိမ့်မယ်။ ဒီရှုထောင့်ကနေ, အကြမ်းဖက်မှု၏သားကောင်များဆီသို့လူမှုရေးတာဝန်ယူမှုများနှင့်စာနာမြှင့်တင်ရန်ကြောင်းယဉ်ကျေးမှုစိတ်ပိုင်းဆိုင်ရာသူတို့ရဲ့ကို virtual ကျူးကျော်ထံမှနဲ့သူတို့ရဲ့ပုဂ္ဂိုလ်ရေးတန်ဖိုးများနှင့်အစစ်အမှန်ကမ္ဘာအပြုအမူများအတွက်ယင်း၏သက်ရောက်မှုတွေကနေသူတို့ကိုယ်သူတို့ဝေးကှာသှားဖို့ဦးဆောင်တစ်ဦးချင်းစီအားဖြင့်အကြမ်းဖက်ဂိမ်းကစား၏ဆိုးကျိုးများလျော့နည်းကျဆင်းစေနိုင်သည်။ ပြောင်းပြန်ကြမ်းတမ်းတစ်ဦးချင်းစီနှင့်စစ်သည်တော်ကဲ့သို့စိတ်ဓာတ်မြှင့်တင်ကြောင်းယဉ်ကျေးမှုကျူးကျော်များ၏အခန်းကဏ္ဍနှင့်အတူဖော်ထုတ်ဂိမ်းပြင်ပမှာသူတို့ရဲ့တန်ဖိုးများနှင့်အပြုအမူများအတွက်အကျိုးဆက်များနှင့်အတူသူတို့၏ကို virtual သားကောင်များဆီသို့ကိုယ်ချင်းစာလြော့ဖို့တစ်ဦးချင်းစီဦးတည်သွားစေလိမ့်မည်။
လက်ရှိ metaanalysis အတွက်စောင့်ကြည့်လေ့လာကျူးကျော်အပေါ် VGV ၏အကျိုးသက်ရောက်မှုများလူမျိုးရေး-based ဖြည့်ညှင်း၏ထိုကဲ့သို့သောအကောင့်တစ်ခုမှလေးစားမှုနှင့်အတူ, Anderson က et al ။ (6) ယဉ်ကျေးမှုအကြမ်းဖက်မှုနှင့်အနောက်တိုင်းယဉ်ကျေးမှုကနေသင်တန်းသားများကိုအရှေ့ယဉ်ကျေးမှုထံမှထိုထက်စာနာမှုအတွက် သာ. ကြီးမြတ် desensitization နှင့်ပိုမိုကြီးမားလျှောက်လျော့နည်းပြထိုကဲ့သို့သောစာနာဖို့ desensitization အပေါ်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားများ၏အကျိုးသက်ရောက်မှုကိုတည်းဖြတ်ကြောင်းတွေ့ရှိခဲ့ပါတယ်။ Ramos et al အားဖြင့်တွေ့ရှိချက်။ (46) အကြံပြုကြောင်း, အရှေ့ယဉ်ကျေးမှုကနေသူတို့အားဆင်တူ, ဟစ်စပန်းနစ်သင်တန်းသားများကိုအကြမ်းဖက်မှုမီဒီယာပုံဖော်ရိုက်ကူးမှု၏မျက်နှာကိုအတွက်သားကောင်များအတွက်စာနာမှုကိုဆက်လက်ထိန်းသိမ်းထားဖို့ပေါ်လာပါသည်။ desensitization မှလေးစားမှုနှင့်နောက်ဆက်တွဲကျူးကျော်အပေါ် VGV ၏သက်ရောက်မှုတစ်ခုအကြောင်းမရှိဖြစ်ခြင်းစာနာလျော့နည်းသွား, Bartholow et al ။ (47) စာနာမှုတစ်ခုစမ်းသပ်ဒီဇိုင်းအတွက်ကျူးကျော်အပေါ် VGV များ၏အကျိုးသက်ရောက်မှုကိုကမကထပြုခဲ့ကြောင်းတွေ့ရှိခဲ့ပါတယ်။ VGV ၏သားကောင်များအတွက်စာနာမှုနောက်ဆက်တွဲကျူးကျော်လျော့ကျစေခြင်းငှါသော်လည်းတစ်ချိန်တည်းမှာပင်, ပြစ်မှုကျူးလွန်သူများအတွက်စာနာမှုအမှန်တကယ်မိမိတို့၏လုပ်ရပ်များ (ဥပမာ refs ၏မျှတမှုလှုံ့ဆျောမှုအားဖြင့်နောက်ဆက်တွဲကျူးကျော်တိုးမြှင့်စေနိုင်သည်။ 48 နှင့် 49) ။ ကျွန်တော်တို့ရဲ့အကောင့်ပင်ကိုယ်မူလတွေ့ရှိချက်အမျိုးမျိုးနှင့်အတူတသမတ်တည်းဖြစ်တယ်ပေမယ့်သိသာထင်ရှားတဲ့, နောက်ထပ်သုတေသနလက်ရှိ metaanalysis အတွက်ကျူးကျော်အပေါ်လူမျိုးရေး၏စောင့်ကြည့်လေ့လာစိစစ်သြဇာလွှမ်းမိုးမှု၏ယုတ္တိတန်သည်ဟုဆိုရမည်ဖျန်ဖြေအဖြစ်စာနာတည်ထောင်ရန်လိုအပ်ပေသည်။
ကောက်ချက်
ဒီ metaanalysis ၏အခြေခံတွင်ကျနော်တို့အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားကြိုတင်ကျူးကျော်များအတွက်စာရင်းကိုင်ပြီးနောက်, အချိန်ကြာလာတာနဲ့အမျှပေးခြင်းရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်ပိုမိုအဆင့်ဆင့်နှင့်ဆက်စပ်ကြောင်းကောက်ချက်ချ။ ဤရွေ့ကားတွေ့ရှိချက်အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစားအချိန်ကြာလာတာနဲ့အမျှရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်အတွက်တိုးနဲ့ဆက်စပ်ကြောင်းယေဘုယျပြောဆိုချက်ကိုထောက်ခံ။ ထို့ပြင်ရလဒ်သရုပ်ပြဒီစာပေသုံးခုတိကျတဲ့ဝေဖန်မှုများအားဟောပြော: (i) အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းကစား (လေးနက်ပြင်းထန်တဲ့အမူအကျင့် (ဆိုလိုသည်မှာပေးခြင်း, ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်) ၏ဆောင်ရွက်ချက်များအတွက်တိုးနဲ့ဆက်စပ်ကြောင်းii) ဒီအကျိုးသက်ရောက်မှုများခန့်မှန်းသာအနည်းငယ် (စာရင်းအင်း covariates ၏ပါဝင်မှုအားဖြင့်ယုတ်လျော့ခြင်း, ဖြစ်ကြောင်းiii) ထုတ်ဝေဘက်လိုက်မှုမရှိသက်သေအထောက်အထားရှာဖွေမတွေ့ရှိသဖြင့်။
ရလဒ်များထပ်မံကျူးကျော်အပေါ် VGV အကျိုးသက်ရောက်မှုကအများဆုံးပြင်းပြင်းထန်ထန်လျော့နည်းပြင်းပြင်းထန်ထန်, White ကသင်တန်းသားများကိုအကြားလေ့လာတွေ့ရှိပေမယ့်ယုံကြည်စိတ်ချရသောအာရှသင်တန်းသားများအကြားနှင့်စိတ်မချရဟစ်စပန်းနစ်သင်တန်းသားများအကြားလေ့လာတွေ့ရှိကြောင်းထိုကဲ့သို့သောနမူနာလူမျိုးစုတို့ကတည်းဖြတ်စေခြင်းငှါအကြံပြုအပ်ပါသည်။ ထို့အပြင်ခုနှစ်, ကြာကြာအချိန်ပါဝင်ကြောင်းဒီဇိုင်းများပိုကြီးတဲ့သက်ရောက်မှု, multiwave လေ့လာမှုများ (ဥပမာ ref အတွက်လေ့လာတွေ့ရှိချက်တွေနဲ့ကိုက်ညီမယ့်တွေ့ရှိချက်နှင့်ဆက်စပ်ခံရဖို့ပေါ်လာကျန်ရစ်။ 33).
ပေါင်းလဒ်မှာတော့ကျွန်တော်တို့ရဲ့ metaanalysis ၏ရလဒ်များကို VGV နှင့်ရုပ်ပိုင်းဆိုင်ရာကျူးကျော်ဆက်သွယ်ထားသောစာပေတော်တော်များများကိုအဓိကဝေဖန်ဖို့အလေးအနက်စိန်ခေါ်မှုများရှိုး, သူတို့ဆွေးနွေးငြင်းခုံ၏ဆန့်ကျင်ဖက်သုတေသီများအားဖြင့်ကိုက်ညီမှုတွေ့ရှိချက်များအတွက်ရိုးရှင်းသောရှင်းပြချက်ကိုဆက်ကပ်။ ကျနော်တို့အခါ, အဘယ်သူကိုအဘို့သူတို့ထိုကဲ့သို့သောဆိုးကျိုးများရှိသည်ဤတွေ့ရှိချက်များ, အကြမ်းဖက်ဗီဒီယိုဂိမ်းရန်လိုသည့်အပြုအမူတိုးမြှင့်ခြင်းရှိမရှိ၏မေးခွန်းကိုအတိတ်, ဘာကွောငျ့လဲနှင့် ပတ်သက်. မေးခွန်းများကိုဆီသို့ရွေ့လျားအတွက်လယ်ကွင်းအထောက်အကူပြုပါလိမ့်မယ်မျှော်လင့်ပါတယ်။
အောက်ခြေမှတ်ချက်များ
အဆိုပါစာရေးဆရာအကျိုးစီးပွားမျှပဋိပက္ခကြေညာ။
ဤဆောင်းပါးသည်တစ်ဦး PNAS တိုက်ရိုက်တင်ပြခြင်းဖြစ်ပါတယ်။
ဒါဟာသိပ္ပံအမျိုးသားအကယ်ဒမီ၏အာသာအမ် Sackler Colloquium ကနေစက္ကူရလဒ်များကို "ဒစ်ဂျစ်တယ်မီဒီယာနှင့် Developing စိတ်ထဲ," Irvine အတွက်သိပ္ပံနှင့်အင်ဂျင်နီယာအမျိုးသား Academy ၏အာနိုးနှင့် Mabel Beckman Center မှာအောက်တိုဘာလ 14-16, 2015, ကျင်းပ , CA. အများဆုံးတင်ပြချက်များ၏ပြီးပြည့်စုံသော program တစ်ခုနှင့်ဗီဒီယိုအသံသွင်းမှာ NAS က်ဘ်ဆိုက်ပေါ်တွင်ရရှိနိုင်ပါသည် www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;
