Meta-analyse van de relatie tussen gewelddadige videogames en fysieke agressie in de tijd (2018)

. 2018 okt 2; 115(40): 9882-9888.
Online gepubliceerd op 2018 oktober 1. doi:  10.1073 / pnas.1611617114
PMCID: PMC6176643
PMID: 30275306

Abstract

Om de invloed van videogamegeweld (VGV) op agressief gedrag te verduidelijken en te kwantificeren, hebben we een meta-analyse uitgevoerd van alle prospectieve onderzoeken tot nu toe waarin de relatie tussen blootstelling aan VGV en daaropvolgende openlijke fysieke agressie werd beoordeeld. De zoekstrategie identificeerde 24 onderzoeken met meer dan 17,000 deelnemers en vertragingen variërend van 3 maanden tot 4 jaar. De steekproeven bestonden uit verschillende nationaliteiten en etniciteiten met een gemiddelde leeftijd van 9 tot 19 jaar. Voor elke studie verkregen we de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënt voor het verwachte effect van VGV op daaropvolgende agressie, waarbij we controleerden voor baseline-agressie. VGV was gerelateerd aan agressie met behulp van zowel vaste [β = 0.113, 95% BI = (0.098, 0.128)] als random effects-modellen [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Wanneer alle beschikbare covariabelen werden meegenomen, bleef de grootte van het effect significant voor beide modellen [respectievelijk β = 0.080 (0.065, 0.094) en β = 0.078 (0.053, 0.102). Er is geen bewijs gevonden voor publicatiebias. Etniciteit was een statistisch significante moderator voor de modellen met vaste effecten (P ≤ 0.011) maar niet voor de random-effect modellen. Gestratificeerde analyses gaven aan dat het effect het grootst was bij blanken, intermediair bij Aziaten en niet-significant bij Iberiërs. De discussie concentreert zich op de implicaties van dergelijke bevindingen voor de huidige debatten over de effecten van gewelddadige videogames op fysieke agressie.

sleutelwoorden: videogames, agressie, meta-analyse, etniciteit, longitudinaal

Er is een controverse ontstaan ​​over de relatie tussen het spelen van gewelddadige videogames en agressie (-). Terwijl de meerderheid van degenen die onderzoek doen naar dit onderwerp beweren dat het spelen van dergelijke games agressief gedrag bevordert, heeft een vocale minderheid betoogd dat de relatie tussen het spelen van games en agressief gedrag in de echte wereld op zijn best overdreven en in het slechtste geval onecht is. De controverse heeft belangrijke implicaties voor de echte wereld gehad. In 2011 schrapte het Amerikaanse Hooggerechtshof een Californisch statuut dat bedoeld was om de aankoop en verhuur van extreem gewelddadige videogames door kinderen te beperken (). De mening van de meerderheid was sceptisch over het belang van de effecten van gewelddadige videogames en vergeleek ze met een "onschadelijk tijdverdrijf" ().

Gewelddadig videospel en agressie

Het argument dat het spelen van gewelddadige videogames agressief gedrag bevordert, is het sterkst naar voren gebracht door Anderson et al. (; zie ook ref. en ). In het bijzonder voerden deze auteurs een uitgebreide meta-analyse uit van de literatuur over de impact van het spelen van gewelddadige videogames op zes categorieën van agressieve reacties: cognitie, affect, opwinding, empathie/gevoeligheid voor geweld, openlijk agressief gedrag en openlijk prosociaal gedrag. Hun meta-analyse onderzocht de effecten van meer dan 130 onderzoeksrapporten op basis van meer dan 130,000 deelnemers. Op basis van deze analyses concludeerden de auteurs dat het spelen van gewelddadige videogames positief geassocieerd is met agressief gedrag, agressieve cognitie en agressief affect, evenals negatief geassocieerd met empathie voor slachtoffers van geweld en met prosociaal gedrag. Bovendien concludeerden de auteurs dat deze effecten statistisch betrouwbaar zijn in experimentele, cross-sectionele en longitudinale studies, worden waargenomen in verschillende culturen, geslachten en speltypes (bijv. eerste versus derde persoonsperspectief; menselijke versus niet-menselijke doelen; en dus weer), en dat methodologisch superieure studies de neiging hadden om grotere effecten op te leveren. Een meer recente meta-analyse door Greitemeyer en Mügge () kwam tot soortgelijke conclusies.

Hoewel door sommigen geprezen als een onomstotelijk bewijs van een verband tussen het spelen van gewelddadige videogames en agressie (), Anderson et al. () meta-analyse verminderde het scepticisme niet onder een vocale minderheid van onderzoekers (). In een breed scala van artikelen, Ferguson (, -) heeft vier punten van kritiek geuit op onderzoek dat beweert aan te tonen dat videogamegeweld (VGV) agressie in de echte wereld verhoogt: (i) veel onderzoeken die een dergelijk verband ondersteunen, gebruiken maatstaven voor 'niet-ernstige agressie' (bijv. toegankelijkheid van aan agressie gerelateerde woorden, aan agressie gerelateerde gevoelens) die de schattingen van de effectgrootte opblazen; (ii) veel onderzoeken bevatten geen belangrijke covariabelen als statistische controles en daarom kunnen alle waargenomen effecten onechte gevolgen zijn van relaties met derde variabelen; (iii) er is een neiging om studies te publiceren die een verband tussen VGV → agressie ondersteunen, in tegenstelling tot studies die een nuleffect rapporteren; En (iv) zelfs als men het bestaan ​​van een VGV → agressierelatie accepteert, is de geschatte effectgrootte die doorgaans wordt gerapporteerd buitengewoon zwak. Ondanks het feit dat deze argumenten krachtig zijn weerlegd door Anderson en zijn collega's (), zijn Ferguson en zijn collega's bij hun kritiek gebleven (, , , ). Met betrekking tot de kritiek van Ferguson et al. (-), is het opmerkelijk dat deze onderzoekers drie rigoureuze longitudinale onderzoeken hebben uitgevoerd die geen significant verband hebben gevonden tussen het spelen van gewelddadige videogames en agressie. Ze schrijven deze niet-effecten gedeeltelijk toe aan: (i) het gebruik van maatregelen van "ernstige" agressie (bijvoorbeeld openlijke fysieke agressie), en (ii) inclusief geschikte controlecovariaten.

Etniciteit en gameplay

Er is enig bewijs dat het potentieel van etniciteit en cultuur ondersteunt om VGV-effecten te matigen. Anderson et al. () merkten in hun meta-analyse van agressief gedrag in longitudinale ontwerpen op dat het VGV-effect iets groter was in westerse dan in oosterse culturen en dat dit verschil de statistische significantie benaderde (P = 0.07). Tegelijkertijd werden culturele verschillen in deze vergelijkingen verward met variatie in onderzoeksontwerpen, zodat "het onduidelijk was of het verschil moest worden toegeschreven aan culturele verschillen in kwetsbaarheid of aan het gebruik van verschillende maatregelen" ().

Het potentieel voor etniciteit om de effecten van blootstelling aan videogames op agressie te matigen, werd bevestigd door Ferguson () in zijn eigen recente meta-analyse. In dat werk vond Ferguson een statistisch significant verband tussen blootstelling aan videogames en agressief gedrag bij onderzoeken die westerse steekproeven gebruikten, maar deze relatie was niet significant bij onderzoeken die Aziatische of Spaanse steekproeven gebruikten. Omdat deze meta-analytische bevindingen gebaseerd waren op onderzoeken die de blootstelling aan alle videogames hebben gemeten (in plaats van zich te concentreren op gewelddadige games), spreken de resultaten misschien niet over vragen over VGV-effecten op zich, maar ze ondersteunen wel de opvatting dat etniciteit een potentiële moderator is van agressieve resultaten.

Meta-analyse van longitudinaal onderzoek naar VGV en agressief gedrag

Het huidige overzicht heeft tot doel de vier hierboven geschetste argumenten aan te pakken die zijn aangevoerd tegen een relatie tussen VGV en agressie, en om bewijsmateriaal voor etniciteit als moderator van deze relatie opnieuw te beoordelen. Bij het beoordelen van de literatuur concentreren we ons op wat wij beschouwen als de meest strikte en geschikte test van de gewelddadige videogame → agressiehypothese: longitudinale ontwerpen die de associatie onderzoeken van het spelen van gewelddadige videogames op een bepaald moment in de tijd met openlijke fysieke agressie op een volgende moment in de tijd, terwijl eerdere agressie wordt gecombineerd. Door ons te concentreren op openlijke fysieke agressie, vermijden we de kritiek dat andere niet-serieuze maten van agressie de in de literatuur waargenomen effectgrootte ten onrechte vergroten. Door een meta-analyse uit te voeren, kunnen we de gemiddelde grootte, statistische betrouwbaarheid en heterogeniteit van effecten in de literatuur schatten. Dit stelt ons in staat om te onderzoeken in hoeverre die schattingen variëren als functie van (i) de statistische covariaten opgenomen door individuele onderzoekers en (ii) de cultuur/etniciteit van de deelnemer. Ten slotte hebben we met behulp van verschillende methoden gezocht naar bewijs van publicatiebias.

Methoden

Onderzoek ophalen en selecteren.

We doorzochten de elektronische databases PsycInfo, PubMed, Web of Science en ERIC met behulp van combinaties van trefwoorden die verband houden met het spelen van videogames (videogame* OF videogame* OF computergame* OF elektronische game*), longitudinale ontwerpen (longitudinaal OF prospectief), en agressief gedrag (agressief* OF gewelddadig* OF delinquent*). De zoekopdracht omvatte artikelen die tot 1 april 2017 waren gepubliceerd. Studies uit elk land kwamen in aanmerking voor opname, en studies die in andere talen dan het Engels waren gepubliceerd, kwamen in aanmerking voor opname, zolang ze in het Engels konden worden vertaald. Artikelen, dissertaties en hoofdstukken uit boeken kwamen in aanmerking voor opname, ongeacht of ze al dan niet gepubliceerd waren.

Om in aanmerking te komen voor opname in de meta-analyse, moeten onderzoeken de blootstelling aan gewelddadige videogames en fysieke agressie op een bepaald moment hebben gemeten en fysieke agressie ten minste 3 weken later meten. Omdat de interesserelatie specifiek is voor een subset van videogames met gewelddadige of volwassen inhoud, werden onderzoeken uitgesloten als ze de totale blootstelling aan videogames beoordeelden (in plaats van blootstelling aan gewelddadige of volwassen games) of als ze de blootstelling aan gewelddadige films of andere media dan videogames. Alleen studies die openlijke fysieke agressie in de echte wereld meten, werden opgenomen, gebaseerd op het perspectief dat door videogames veroorzaakte veranderingen in cognitie (bijv. attitudes, attributiebias), emotie (bijv. bezorgdheid) en opwinding zijn in de eerste plaats belangrijk voor zover ze psychologische processen verhelderen die kunnen dienen als bemiddelaars voor een vastgesteld gedragseffect. Zelfrapportages van agressief gedrag in de echte wereld waren acceptabele agressiemetingen, net als vergelijkbare beoordelingen van ouders, leraren of leeftijdsgenoten. Meldingen met hypothetische scenario's en meldingen beperkt tot verbale agressie werden niet als acceptabele maatregelen beschouwd. Ten slotte werd de zoektocht beperkt tot longitudinale ontwerpen, gezien hun kracht in het verminderen van de plausibiliteit van omgekeerde causaliteit. Hoewel de beoordeling wordt beperkt tot longitudinale studies van de echte wereld, sluit openlijke fysieke agressie studies die experimentele ontwerpen gebruiken niet uit, maar sluit ze wel de laboratoriumexperimenten uit waarvan de effecten zouden kunnen worden bekritiseerd omdat ze slechts tijdelijke effecten op gedrag inhouden. Elke groep auteurs voor de resulterende onderzoeken werd gecontacteerd om te informeren naar eventuele informatie die zij hadden met betrekking tot andere gepubliceerde of niet-gepubliceerde longitudinale onderzoeken naar het spelen van videogames en agressie.

Voor alle onderzoeken was de gebruikte schatting van de effectgrootte de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënt geassocieerd met het spelen van gewelddadige videogames en daaropvolgende fysieke agressie, berekend met inbegrip van eerdere agressie als covariabele. Deze schatting had de voorkeur boven een nulde orde correlatie omdat het de relatie van interesse beter karakteriseert, namelijk het verband tussen blootstelling aan gewelddadige videogames en de daaropvolgende verandering in agressie, waarvoor rekening moet worden gehouden met eerdere agressie. Bovendien hebben we, voor zover onderzoekers covariabelen die verder gaan dan het spelen van gewelddadige videogames en eerdere agressie in hun oorspronkelijk gepubliceerde effecten, in hun oorspronkelijk gepubliceerde effecten opgenomen, contact opgenomen met elk onderzoeksteam en verzocht om ons de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënt te verstrekken die is geassocieerd met het spelen van gewelddadige videogames op baseline wanneer deze wordt gebruikt om latere fysieke agressie tijdens covariëren: (i) basislijn alleen fysieke agressie en (ii) baseline fysieke agressie en geslacht.

Statistische analyse.

We schatten de algehele effecten en de heterogeniteit in de effectgroottes met behulp van zowel fixed-effects als random-effects meta-analytische modellering. Vervolgens hebben we getest of een deel van de waargenomen heterogeniteit voorspelbaar was op basis van drie identificeerbare studiekenmerken: etniciteit van de meerderheid van de deelnemers, gemiddelde leeftijd van de deelnemers bij aanvang van de studie en longitudinale vertraging bij het meten van agressie. Ten slotte hebben we publicatiebiasanalyses uitgevoerd die hieronder in detail worden beschreven. We gebruikten zowel SPSS v20 als het R-pakket "meta" () om meta-analyses en publicatiebiasanalyses uit te voeren.

Resultaten

Literatuur Zoekresultaten.

Uiteindelijk leverde onze zoektocht 24 studies op (-, -) (Tabel 1), waarvan er slechts 5 verschenen in de eerdere meta-analyse door Anderson et al. () en 8 daarvan verschenen in een meer recente meta-analyse door Greitemeyer en Mügge (). Deze onderzoeken omvatten meer dan 17,000 deelnemers uit een grote verscheidenheid aan landen (Oostenrijk, Canada, Duitsland, Japan, Maleisië, Nederland, Singapore en de Verenigde Staten). De gemiddelde leeftijd van de deelnemers varieerde van 8.9 tot 19.3 jaar en de longitudinale vertraging varieerde van 3 maanden tot iets meer dan 4 jaar. De overgrote meerderheid van deze onderzoeken mat het spelen van gewelddadige videogames en agressief gedrag op een initieel tijdstip en gebruikte vervolgens beide maatregelen om daaropvolgend agressief gedrag te voorspellen in een gelijktijdige regressieanalyse (of padanalyse of structureel vergelijkingsmodel) terwijl een verscheidenheid aan controlemethoden werd meegenomen. covarieert. In alle onderzoeken werd de blootstelling aan gewelddadige videogames gemeten in plaats van de blootstelling aan videogames experimenteel te manipuleren.

Tafel 1.

Longitudinale studies over VGV en agressie

auteursJaarNationaliteitBelangrijkste etniciteitMaatregel fysieke agressienGemiddelde leeftijd T1*Vertraging (jaren)Andere covariabelen dan initiële agressie
GeenGeslachtAlles
Adachi en Willoughby ()2016CanadeesWitDirecte agressie (fysiek en verbaal)1,13219.11.00.1360.0770.076
Anderson et al. ()2008JapanseAziatischKarakteristiek fysieke agressieschaal181~13.50.30.1440.1390.139
Anderson et al. ()2008JapanseAziatischFysieke agressie in de afgelopen maand1,050~15.50.3-0.50.1150.0750.075
Anderson et al. ()2008AmerikaansWitIndex van docent-, peer- en zelfrapportages, huidig ​​schooljaar364~10.50.50.1670.1580.158
Breuer et al. ()2015DuitsWitBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, twee items)140161.0-0.151-0.159-0.159
Breuer et al. ()2015DuitsWitBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, twee items)13619.31.00.0780.0700.070
bucolo ()2010AmerikaansWitBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, vijf items)64813.41.50.170.150.14
Ferguson ()2011AmerikaansHispanicChecklist kindgedrag Zelfrapportage jongeren, agressie, kind (YSRac)30212.31.00.0350.011-0.030
Ferguson et al. ()2012AmerikaansHispanicChecklist kindgedrag Zelfrapportage jongeren, agressie, kind (YSRac)16512.33.0-0.068-0.0160.030
Ferguson et al. ()2013AmerikaansHispanicChecklist kindgedrag Zelfrapportage jongeren, agressie, kind (YSRac)14312.81.00.0690.0440.100
Fikkers et al. ()2016NederlandsWitFysieke agressie94311.81.00.1800.1260.126
Gentile et al. ()2009AmerikaansWitZelfgerapporteerde gevechten, beoordeling door docenten van fysieke agressie8659.61.10.1120.0890.089
Gentile et al. ()2014SingaporeAziatischZes items die fysieke agressie beoordelen2,02912.21.00.0650.0430.043
Greitemeyer en Sagiogluo ()2017AmerikaansWitBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, twee items)7430.50.0320.0240.021
Hirtenlehner en Strohmeier ()2015OostenrijksWitPersoonlijk geweld37111.51.00.1900.130.140
Hopf, et al. ()2008DuitsWitGeweld van studenten314122.7-§-§0.18
Hul et al. ()2014AmerikaansWitNiet-familieleden slaan, naar school gestuurd wegens vechten2,72313.80.80.0970.0880.075
 Deelmonster 1Wit1,8310.1030.1000.085
 Deelmonster 2Hispanic4420.0620.0340.024
 Deelmonster 3Aziatisch49-0.098-0.097-0.040
Krahe et al. ()2012DuitsWitZelfgerapporteerde (vijf items) en door de leraar gerapporteerde (één item) fysieke agressie1,71513.41.10.180.150.15
Lemmens et al. ()2011NederlandsWitBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, zeven items)54013.90.50.09-§0.09
Möller en Krahe (),2009DuitsWitBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, zeven items)14313.32.50.2750.2130.213
Shibuya et al. ()2008JapanseAziatischBuss & Perry Agressievragenlijst (fysiek, zes items)498~10.50.90.072-0.001-0.001
Staude-Müller ()2011DuitsWit“Agressie-kanteling”47213.71.00.0460.028-0.020
von Salisch et al. ()2011DuitsWitPeer-nominatie, beoordeling door docenten: latente variabele2288.91.0-0.021-0.031-0.010
Willoughby et al. ()2012CanadeesWitDirecte agressie (openlijk). Effect relateert aanhoudend gewelddadig videospel 9-12 met agressieve helling1,49213.84.00.1640.1230.070

Opmerking: von Salisch et al. () gebruikte alleen peer-nominaties en beoordelingen van docenten om agressie te meten; alle andere onderzoeken omvatten zelfgerapporteerde metingen van agressie.

*Leeftijd bij aanvang van de studie; Geschatte leeftijden (∼) geschat op basis van gerapporteerde leeftijdsgroepen en/of leerjaren.
Verschijnt in meta-analyse door Anderson et al. ().
Verschijnt in meta-analyse door Greitemeyer en Mügge ().
§Heeft geen aanvullende controlecovariaten gebruikt of effect niet gerapporteerd.
Interactie van gameplay en moderatorvariabele statistisch significant op P <0.05.

Tabel 1 vat de belangrijkste kenmerken van deze onderzoeken samen, waaronder de nationaliteit van de deelnemers en onze categorisering van de deelnemers als vertegenwoordigers van drie primaire etniciteiten: blank, Spaans en Aziatisch. Daarnaast bevat de tabel een korte beschrijving van de gebruikte maatstaf voor fysieke agressie, de gemiddelde leeftijd van deelnemers bij baseline, tijdsverloop tot beoordeling van daaropvolgende fysieke agressie, en schattingen van de effectgrootte zonder andere covariabelen dan agressie bij baseline, met agressie bij baseline en geslacht, en met alle covariaten die in het oorspronkelijke rapport zijn opgenomen.

Basisanalyses.

Schattingen van de effectgrootte met alleen autoregressieve vertraging als covariabele.

Voor alle datasets, op één na, waren we in staat om schattingen te verkrijgen van de gestandaardiseerde regressiecoëfficiënt die alleen het initiële gewelddadige spel van videogames associeerde met daaropvolgende fysieke agressie, covariërende initiële fysieke agressie (Tabel 1). Een meta-analyse met vaste effecten leverde een gemiddelde coëfficiënt op van β = 0.113, 95% BI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P < 0.001, en een Q-statistiek, χ2(22) = 61.820, P < 0.001, wat duidt op significante heterogeniteit. Een meta-analyse met willekeurige effecten van Hedges-Vevea leverde vergelijkbare schattingen van de effectgrootte op, β = 0.106, 95% BI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P < 0.001, en een Q-statistiek, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, wat duidt op niet-significante heterogeniteit.

Schattingen van de effectgrootte met behulp van autoregressieve lag plus covariaten.

Daaropvolgende analyses werden uitgevoerd waarbij schattingen werden aangepast voor alle covariaten die werden gebruikt in de 24 oorspronkelijk gerapporteerde resultaten. Een meerderheid van de onderzoeken rapporteerde positieve schattingen die aangeven dat het spelen van gewelddadige videogames in de loop van de tijd verband hield met een toename in de tijd van fysieke agressie die eerdere agressie en alle andere covariaten onder controle hield.

Een meta-analyse met vaste effecten leverde een gemiddelde coëfficiënt op van β = 0.080, 95% BI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P < 0.001, en een Q-statistiek, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (duidt op significante heterogeniteit). Een analyse van willekeurige effecten van Hedges-Vevea leverde vergelijkbare schattingen van de effectgrootte op, β = 0.078, 95% BI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P < 0.001, en een Q-statistiek, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, wat duidt op niet-significante heterogeniteit. (De resultaten van de analyses die zowel de autoregressieve vertraging als het geslacht als covariaten bevatten, vielen tussen de schattingen van deze twee analyses. Ze zijn op verzoek verkrijgbaar bij de auteurs.)

Vooringenomenheid bij publicatie.

We hebben drie analyses uitgevoerd om mogelijke publicatiebias te beoordelen, waarbij geen van alle in de literatuur aanwijzingen vond voor een overschatting van het effect. Rosenthal faalveilig n schattingen gaven aan dat er meer dan 700 nulbevindingen nodig zouden zijn om de conclusie dat er een positieve longitudinale relatie bestaat tussen het spelen van gewelddadige videogames en fysieke agressie in gevaar te brengen (schattingen waarbij alleen gebruik werd gemaakt van de autoregressieve vertragingscovariabele agressie, Fail-Safe n = 1,334; schattingen met behulp van alle covariabelen, Fail-Safe n = 723). De Begg en Mazumdar () rangcorrelatie τ-b was niet-significant voor zowel het random-effects-model dat alleen de autoregressieve vertraging van eerdere agressie omvatte, τ-b = -0.269, P = 0.072, en het model dat alle covariaten omvatte, τ-b = -0.033, P = 0.823. Tot slot een trim- en vulanalyse (, ) toegepast op deze gegevens voegden geen effecten toe aan de verdeling, wat opnieuw wijst op een gebrek aan publicatiebias.

Moderator-analyses.

Om potentiële moderatoren van deze waargenomen effecten te onderzoeken, onderzochten we de variatie in schattingen van de effectgrootte die samenhangen met drie studiekenmerken: etniciteit van deelnemers, leeftijd en tijdsvertraging tussen metingen van agressie.

Etniciteit.

Moderatoranalyses werden uitgevoerd om te testen op variatie in effectgroottes als functie van de etniciteit van de deelnemer. In alle gevallen, op één na, werden onderzoeken gecategoriseerd op basis van de overheersende etniciteit van de steekproef: blank, Spaans of Aziatisch (Tabel 1). In het geval van de studie van Hull et al. () was het mogelijk om effectgroottes afzonderlijk te berekenen voor elk van deze etnische categorieën op basis van de zelfidentificatie van elke deelnemer. Hoewel alle andere analyses gebruik maakten van de algemene effectgrootteschattingen van Hull et al. totale steekproef (n = 2,723), analyses die het modererende effect van etniciteit testten, betroffen in plaats daarvan de specifieke effectgroottes geassocieerd met elk van de drie Hull et al. ondermonsters: Wit (n = 1,831), Spaans (n = 442), en Aziatische/Pacifische eilandbewoner (n = 49).

Een moderatoranalyse met vaste effecten met behulp van de drie etnische categorieën in Tabel 1 toegepast op de schattingen van "alleen autoregressieve vertraging" leverde een significant moderatoreffect op, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Afzonderlijke analyses gaven aan dat het effect het grootst was bij blanke deelnemers, middelmatig bij Aziatische deelnemers en het kleinst bij Latijns-Amerikaanse deelnemers (zie Fig 1 voor schattingen binnen elke groep, naast algemene schattingen op basis van deze onderzoekssteekproeven). De moderatoranalyse met vaste effecten met behulp van twee etnische categorieën van Hispanic versus niet-Spaans leverde ook een significant moderatoreffect op, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Zowel de random-effects moderator-vergelijking van drie etniciteiten als de random-effects-vergelijking van Spaanse vs. niet-Spaanse steekproeven benaderden significantie, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077, en χ2(1) = 3.745, P = respectievelijk 0.053].

Een extern bestand met een afbeelding, illustratie, enz. Objectnaam is pnas.1611617114fig01.jpg

Gestandaardiseerde regressiecoëfficiënten (β) die het spelen van gewelddadige videogames bij aanvang associëren met daaropvolgende fysieke agressie, inclusief een autoregressieve vertraging voor agressie en gebaseerd op gegevens die zijn geselecteerd voor etniciteitsmoderatoranalyses. Geschatte effectgrootte β (ES; vierkant) en 95% betrouwbaarheidsinterval (CI; lijnen) worden weergegeven voor alle effecten die in de meta-analyse zijn ingevoerd (-, -, -). Diamanten vertegenwoordigen metaanalytisch gewogen gemiddelde β. Gewichtspercentages voor modellen met vaste effecten en willekeurige effecten worden respectievelijk aangeduid met W(fix) en W(rand). Voor onderzoeken met meerdere onafhankelijke monsters wordt het resultaat voor elk monster afzonderlijk gerapporteerd en genummerd met 1, 2 of 3.

Een moderatoranalyse met vaste effecten waarbij gebruik werd gemaakt van drie etnische categorieën toegepast op de schattingen van "alle covariaten" leverde een significant moderatoreffect op, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, van dezelfde vorm als eerder waargenomen. In dit geval evenmin de random-effects moderatorvergelijking van drie etniciteiten, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, noch de Spaanse vs. niet-Spaanse vergelijking, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, bereikte statistische significantie.

Tijdsvertraging.

Een moderatoranalyse met vaste effecten met behulp van drie tijdsvertragingscategorieën (minder dan 1 jaar, 1 jaar, meer dan 1 jaar) toegepast op de schattingen van "alleen autoregressieve vertraging" leverde een significant moderatoreffect op, χ2(2) = 14.218, P < 0.001. Afzonderlijke analyses gaven aan dat het effect het grootst was in de onderzoeken met een vertraging van langer dan 1 jaar, β = 0.157, 95% BI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P < 0.001, en kleiner in studies met een vertraging gelijk aan 1 j, β = 0.094, 95% BI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P < 0.001, of minder dan 1 jaar, β = 0.095, 95% BI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P < 0.001. Een moderatoranalyse met willekeurige effecten bereikte geen conventionele significantieniveaus, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.

Age.

Een moderatoranalyse met vaste effecten waarbij gebruik werd gemaakt van twee leeftijdscategorieën (12 jaar en jonger, 13 jaar en ouder) leverde een moderatoreffect op dat de significantie benaderde, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Afzonderlijke analyses gaven aan dat het effect iets groter was in studies die effecten bij oudere kinderen onderzochten, β = 0.128, 95% BI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P < 0.001, dan die met jongere kinderen, β = 0.097, 95% BI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P < 0.001. Een moderatoranalyse met willekeurige effecten bereikte geen conventionele significantieniveaus, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.

Discussie

Onderzoekers zijn verdeeld over de vraag of het spelen van gewelddadige videogames al dan niet gepaard gaat met een daaropvolgende toename van fysieke agressie. Hoewel een meerderheid van de onderzoekers heeft gepleit voor een dergelijk verband, heeft een vocale minderheid beweerd dat het bestaande bewijs in meerdere opzichten gebrekkig is. Onze resultaten spreken drie van de vier specifieke punten van kritiek op deze literatuur die eerder zijn geschetst.

Ten eerste, om de kritiek aan te pakken dat veel bestaande studies 'niet-serieuze' maten van agressie gebruikten (bijv. agressieve cognities of affect), hebben we onze meta-analyse beperkt tot studies die veranderingen in openlijke, fysieke agressie in de loop van maanden of jaren maten. Onze resultaten toonden een betrouwbaar meta-analytisch effect aan in longitudinale onderzoeken, zelfs wanneer werd gecontroleerd voor basisniveaus van fysieke agressie, wat suggereert dat de effecten van gewelddadige videogames zich uitstrekken tot zinvol gedrag in de echte wereld.

Ten tweede, om argumenten aan te pakken dat schattingen van dit effect onjuist waren op basis van het niet opnemen van adequate statistische controles, hebben we onze analyses eerst uitgevoerd met baseline-agressie als de enige covariabele en opnieuw met alle covariaten die oorspronkelijk in elk onderzoek waren opgenomen. De resultaten toonden aan dat het opnemen van covariaten slechts een kleine invloed lijkt te hebben op de geschatte associatie tussen gamen en agressie. Inderdaad, voor twee van de drie studies gerapporteerd door Ferguson et al. (, ), verhoogde de opname van hun favoriete covariaten de grootte van de associatie enigszins (Tabel 1).

Ten derde, terwijl bestaande meta-analyses bekritiseerd zijn omdat ze geen rekening houden met de mogelijkheid van publicatiebias, hebben we geen bewijs gevonden dat studies met nul- of negatieve effectgroottes ondervertegenwoordigd zijn in de literatuur, ondanks het gebruik van drie verschillende analytische benaderingen om publicatiebias te beoordelen. Belangrijk is dat is aangetoond dat de analytische benaderingen die zijn gebruikt om tot deze conclusie te komen, complementaire eigenschappen hebben: de trim-and-fill-techniek heeft een hoog statistisch vermogen maar een hoog type I-foutpercentage, terwijl de rangcorrelatietest van Begg en Mazumdar een lager vermogen heeft maar levert vrijwel geen type I-fouten op (). Het feit dat beide tests tot dezelfde conclusie komen, suggereert dat de resultaten betrouwbaar zijn.

Met betrekking tot de vierde kritiek, gericht op de grootte van deze effecten, leverde onze meta-analyse een bescheiden effectgrootte op van ≈0.11 wanneer aanvullende covariaten niet werden meegenomen. Ferguson en zijn collega's hebben opgemerkt dat een regressiecoëfficiënt van 0.10 verband houdt met slechts 1% van de variantie in de uitkomst en concludeerden dat dit zo klein is dat het zinloos is. Anderen wierpen echter tegen dat kwadratische regressiecoëfficiënten een minder geschikte maatstaf zijn om de praktische betekenis van effecten te beoordelen in vergelijking met schattingen van het relatieve risico (, ). Rosenthal () betoogde dat vertrouwen op r2 waarden om effectgroottes te interpreteren is met name problematisch in de context van het bestuderen van antisociaal gedrag, zoals agressie, waarbij wordt gesteld dat "ons vermogen om antisociaal gedrag te voorspellen en te beheersen in de praktijk helemaal niet triviaal is, ondanks de ogenschijnlijk kleine r2s verkregen in de meeste onderzoeken” (). Ongeacht iemands subjectieve definitie van een betekenisvolle effectgrootte, is het duidelijk dat er in de literatuur een statistisch significant, betrouwbaar effect bestaat.

Hoewel onze studie een sceptische kijk ondersteunt op de eerder genoemde kritiek op de literatuur over VGV en agressie, bieden onze resultaten een mogelijke alternatieve verklaring voor de verschillende conclusies van onderzoekers aan weerszijden van het debat. We hebben met name bewijs gevonden dat het effect van VGV op agressie wordt gemodereerd door de etniciteit van de steekproef, waarbij blanke deelnemers het sterkste effect vertoonden en Latijns-Amerikaanse deelnemers geen significante effecten vertoonden. Effecten voor Aziatische deelnemers vielen tussen die voor de andere twee groepen.

De mogelijkheid dat de effecten van gewelddadige videogames op agressie worden gemodereerd door etniciteit, werd in een eerdere meta-analyse naar voren gebracht door Anderson et al. () met zowel Westerse als Aziatische (maar niet Spaanse) voorbeelden. Tegelijkertijd ontdekten deze auteurs dat: (i) het modererende effect van etniciteit benaderde alleen de conventionele significantieniveaus en (ii) niet los te zien van variatie in onderzoeksmethodiek. Een daaropvolgende meta-analyse door Ferguson () repliceerde en breidde deze bevinding uit door aan te tonen dat videogame-effecten aanwezig waren bij westerse maar niet bij Aziatische of Spaanse monsters. Omdat bij die analyses echter studies van alle ontwerptypes betrokken waren (inclusief niet-longitudinaal) en er geen rekening werd gehouden met het type spel (gewelddadig vs. geweldloos) in de metingen van de blootstelling aan videogames, spreken de resultaten niet rechtstreeks over de VGV-effecten in de loop van de tijd.

De huidige meta-analyse was daarentegen specifiek gericht op onderzoeken naar blootstelling aan gewelddadige videogames die gebruik maakten van longitudinale ontwerpen en voortborduurden op de bevindingen van Anderson et al. () door veel longitudinale onderzoeken op te nemen die sindsdien zijn gepubliceerd en door Latijns-Amerikaanse naast blanke en Aziatische steekproeven te onderscheiden. Onze resultaten toonden een statistisch significant moderatie-effect van etniciteit (zij het met behulp van schattingen met vaste effecten), zodat de sterkste associatie werd waargenomen bij blanke steekproeven, een intermediaire associatie voor Aziatische steekproeven en een kleine, niet-significante associatie voor Latijns-Amerikaanse steekproeven. Dat gezegd hebbende, gezien het kleine aantal studies met Spaanse steekproeven, zijn er duidelijk meer studies van deze populatie nodig voordat er definitieve conclusies kunnen worden getrokken over het effect van gewelddadige games op deze groep.

Zelfs als er verschillen tussen etnische groepen worden vastgesteld, blijft de vraag waarom etniciteit de invloed van gewelddadige videogames op agressief gedrag zou kunnen matigen. Anderson et al. () werkte vijf redenen uit om kleinere media-effectgroottes te verwachten in oosterse dan westerse samenlevingen. Concreet bespreken ze interculturele verschillen in: (i) hoe geweld wordt gecontextualiseerd in de media; (ii) de mate waarin individuen aandacht besteden aan de situationele context van actie; (iii) de betekenis, beleving en verwerking van emoties; (iv) de publiek-private context waarin videogames doorgaans worden gespeeld; En (v) de sociale netwerken van gamers. Aan deze redenen zouden we variatie tussen culturen toevoegen in de betekenis van dader en slachtoffer zijn van agressie. Vanuit dit perspectief kunnen culturen die sociale verantwoordelijkheid en empathie jegens slachtoffers van geweld bevorderen, de effecten van gewelddadige gameplay verminderen door individuen ertoe te brengen zich psychologisch te distantiëren van hun virtuele agressie en van de implicaties ervan voor hun persoonlijke waarden en gedrag in de echte wereld. Omgekeerd kunnen culturen die ruig individualisme en een krijgerachtige mentaliteit bevorderen, individuen ertoe brengen zich te identificeren met de rol van agressor en de sympathie voor hun virtuele slachtoffers temperen, met gevolgen voor hun waarden en gedrag buiten het spel.

Met betrekking tot een dergelijk verslag van de op etniciteit gebaseerde matiging van het effect van VGV op agressie waargenomen in de huidige meta-analyse, Anderson et al. () ontdekte dat cultuur de impact van gewelddadige videogames op de ongevoeligheid voor geweld en empathie matigde, zodat deelnemers uit westerse culturen een grotere desensibilisatie en een grotere afname van empathie vertoonden dan die uit oosterse culturen. Bevindingen van Ramos et al. () suggereren dat Spaanse deelnemers, net als die uit oosterse culturen, empathie lijken te behouden voor slachtoffers ondanks afbeeldingen van geweld in de media. Met betrekking tot desensibilisatie en verminderde empathie die een oorzaak zijn van de impact van VGV op daaropvolgende agressie, Bartholow et al. () ontdekte dat empathie de impact van VGV op agressie medieerde in een experimenteel ontwerp. Tegelijkertijd, terwijl empathie voor het slachtoffer van VGV latere agressie kan verminderen, kan empathie voor daders latere agressie juist vergroten door rechtvaardiging van hun acties te motiveren (bijv. en ). Het is duidelijk dat, hoewel ons verslag consistent is met een verscheidenheid aan empirische bevindingen, aanvullend onderzoek nodig is om empathie vast te stellen als een plausibele bemiddelaar van de waargenomen modererende invloed van etniciteit op agressie in de huidige meta-analyse.

Conclusie

Op basis van deze meta-analyse concluderen we dat het spelen van gewelddadige videogames in de loop van de tijd gepaard gaat met meer openlijke fysieke agressie, na rekening te hebben gehouden met eerdere agressie. Deze bevindingen ondersteunen de algemene bewering dat het spelen van gewelddadige videogames in de loop van de tijd gepaard gaat met een toename van fysieke agressie. Bovendien spreken de resultaten drie specifieke punten van kritiek op deze literatuur aan door aan te tonen: (i) dat het spelen van gewelddadige videogames gepaard gaat met een toename van de mate van ernstig agressief gedrag (d.w.z. openlijke, fysieke agressie), (ii) dat schattingen van dit effect slechts in geringe mate afnemen door opname van statistische covariaten, en (iii) door geen bewijs van publicatiebias te vinden.

De resultaten suggereren verder dat het VGV-effect op agressie kan worden gemodereerd door de etniciteit van de steekproef, zodat het het sterkst wordt waargenomen bij blanke deelnemers, minder sterk maar betrouwbaar wordt waargenomen bij Aziatische deelnemers en onbetrouwbaar bij Spaanse deelnemers. Bovendien lijken ontwerpen met langere tijdsvertraging geassocieerd te zijn met grotere effecten, een bevinding die consistent is met waarnemingen in multiwave-onderzoeken (bijv. ref. ).

Kortom, de resultaten van onze meta-analyse vormen een serieuze uitdaging voor verschillende belangrijke kritieken op de literatuur die VGV en fysieke agressie met elkaar in verband brengen, en ze bieden een eenvoudige verklaring voor de inconsistente bevindingen van onderzoekers aan weerszijden van het debat. We hopen dat deze bevindingen het veld zullen helpen bij het voorbijgaan aan de vraag of gewelddadige videogames agressief gedrag bevorderen, en naar vragen over waarom, wanneer en voor wie ze dergelijke effecten hebben.

voetnoten

De auteurs verklaren geen belangenconflict.

Dit artikel is een PNAS Directe inzending.

Dit artikel is het resultaat van het Arthur M. Sackler Colloquium van de National Academy of Sciences, "Digital Media and Developing Minds", gehouden van 14 tot 16 oktober 2015 in het Arnold and Mabel Beckman Center van de National Academies of Sciences and Engineering in Irvine , CA. Het volledige programma en video-opnamen van de meeste presentaties zijn beschikbaar op de NAS-website op www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.

Referenties

1. Bosjesman BJ, Huesmann LR. Vijfentwintig jaar onderzoek naar geweld in digitale games en agressie opnieuw bekeken: een antwoord op Elson en Ferguson (2013) Eur Psychol. 2014;19: 47-55.
2. Elson M, Ferguson CJ. Vijfentwintig jaar onderzoek naar geweld in digitale games en agressie: empirisch bewijs, perspectieven en een op een dwaalspoor geraakt debat. Eur Psychol. 2014;19: 33-46.
3. Krahé B. De geest van fair play herstellen in het debat over gewelddadige videogames: een commentaar op Elson en Ferguson (2013) Eur Psychol. 2014;19: 56-59.
4. Warburton W. Appels, sinaasappels en de bewijslast: bevindingen over mediageweld in context plaatsen: een opmerking over Elson en Ferguson (2013) Eur Psychol. 2014;19: 60-67.
5. Brown tegen Entertainment Merchants Association, 564 US 786 (2011)
6. Anderson CA, et al. Gewelddadige videogame-effecten op agressie, empathie en prosociaal gedrag in oosterse en westerse landen: een meta-analytische review. Psychol Bull. 2010;136: 151-173. [PubMed]
7. Huesmann LR. De kist dichtspijkeren bij twijfels of gewelddadige videogames agressie stimuleren: commentaar op Anderson et al. (2010) Psychol Bull. 2010;136: 179-181. [PMC gratis artikel] [PubMed]
8. Bosjesman BJ, Rothstein HR, Anderson CA. Veel ophef over iets: gewelddadige videogame-effecten en een school rode haring: antwoord op Ferguson en Kilburn (2010) Psychol Bull. 2010;136: 182-187.
9. Greitemeyer T, Mügge DO. Videogames hebben wel invloed op sociale resultaten: een meta-analytische beoordeling van de effecten van gewelddadig en prosociaal videogamespel. Pers Soc Psychol Bull. 2014;40: 578-589. [PubMed]
10. Ferguson CJ, Kilburn J. Veel gedoe om niets: de verkeerde inschatting en overinterpretatie van gewelddadige videogame-effecten in oosterse en westerse landen: commentaar op Anderson et al. (2010) Psychol Bull. 2010;136: 174–178, bespreking 182–187. [PubMed]
11. Ferguson C.J. Bewijs voor publicatiebias bij gewelddadige effecten van videogames: een meta-analytische beoordeling. Agressie Gewelddadig gedrag. 2007;12: 470-482.
12. Ferguson C.J. De link tussen schietpartij op school en gewelddadig videospel: oorzakelijk verband of morele paniek? J Invest Psychol Daderprofilering. 2008;5: 25-37.
13. Ferguson C.J. Onderzoek naar de effecten van gewelddadige videogames: een kritische analyse. Soc Persoonlijk Psychol Kompas. 2009;3: 351-364.
14. Ferguson C.J. Blazing angels of inwonend kwaad? Kunnen gewelddadige videogames een kracht ten goede zijn? Rev Gen Psychol. 2010;14: 68-81.
15. Ferguson C.J. Zorgen boze vogels voor boze kinderen? Een meta-analyse van de invloed van videogames op de agressie, geestelijke gezondheid, prosociaal gedrag en academische prestaties van kinderen en adolescenten. Perspect Psychol Sci. 2015;10: 646-666. [PubMed]
16. Ferguson CJ, Kilburn J. De risico's voor de volksgezondheid van mediageweld: een meta-analytische beoordeling. J Pediatr. 2009;154: 759-763. [PubMed]
17. Ferguson C.J. Besteed geen aandacht aan die gegevens achter het gordijn: over boze vogels, gelukkige kinderen, wetenschappelijke ruzies, publicatiebias en waarom bèta's meta's regeren. Perspect Psychol Sci. 2015;10: 683-691. [PubMed]
18. Ferguson C.J. Entertainment Merchants Association Gewelddadige videogames en het Hooggerechtshof: lessen voor de wetenschappelijke gemeenschap in het kielzog van Brown v. Entertainment Merchant's Association. Am Psychol. 2013;68: 57-74. [PubMed]
19. Ferguson C.J. Videogames en geweld onder jongeren: een prospectieve analyse bij adolescenten. J Youth Adolesc. 2011;40: 377-391. [PubMed]
20. Ferguson CJ, Garza A, Jerabeck J, Ramos R, Galindo M. Toch niet de moeite waard? Cross-sectionele en prospectieve gegevens over invloeden van gewelddadige videogames op agressie, visueel-ruimtelijke cognitie en rekenvaardigheid bij een steekproef van jongeren. J Youth Adolesc. 2013;42: 109-122. [PubMed]
21. Ferguson CJ, San Miguel C, Garza A, Jerabeck JM. Een longitudinale test van de invloed van videogamegeweld op daten en agressie: een 3 jaar durend longitudinaal onderzoek onder adolescenten. J Psychiatr Res. 2012;46: 141-146. [PubMed]
22. Schwarzer G. 2010 meta: meta-analyse met R. Verkrijgbaar bij cran.r-project.org/pakket=meta. Toegang tot juli 5, 2017.
23. Adachi PJC, Willoughby T. De longitudinale associatie tussen competitieve videogames en agressie bij adolescenten en jonge volwassenen. Kind Dev. 2016;87: 1877-1892. [PubMed]
24. Anderson CA, et al. Longitudinale effecten van gewelddadige videogames op agressie in Japan en de Verenigde Staten. Kindergeneeskunde. 2008;122: E1067-e1072. [PubMed]
25. Breuer J, Vogelgesang J, Quandt T, Festl R. Gewelddadige videogames en fysieke agressie: bewijs voor een selectie-effect bij adolescenten. Psychol Pop Media Cult. 2015;4: 305-328.
26. Bucolo D. 2010. Blootstelling aan gewelddadige videogames en fysieke agressie tijdens de adolescentie: tests van het algemene agressiemodel. Dissertatie (Universiteit van New Hampshire, Durham, NH)
27. Fikkers KM, Piotrowski JT, Lugtig P, Valkenburg PM. De rol van waargenomen normen van leeftijdsgenoten in de relatie tussen blootstelling aan mediageweld en agressie van adolescenten. Media Psychol. 2016;19: 4-26.
28. Gentile DA, et al. Evaluatie van een preventieprogramma voor kinderobesitas op meervoudig ecologisch niveau: afwisselen tussen wat je doet, bekijkt en kauwt. BMC Med. 2009;7: 49. [PMC gratis artikel] [PubMed]
29. Gentile DA, Li D, Khoo A, Prot S, Anderson CA. Bemiddelaars en moderatoren van langetermijneffecten van gewelddadige videogames op agressief gedrag: oefenen, denken en handelen. JAMA Pediatr. 2014;168: 450-457. [PubMed]
30. Greitemeyer T, Sagioglou C. De longitudinale relatie tussen alledaags sadisme en de hoeveelheid gewelddadige videogames. Pers Individ Dif. 2017;104: 238-242.
31. Hirtenlehner H, Strohmeier D. Leidt het spelen van gewelddadige videogames tot meer crimineel geweld onder adolescenten? Monatsschr Kriminol. 2015;98: 444-463.
32. Hopf WH, Huber GL, Weiß RH. Mediageweld en jeugdgeweld: een 2 jaar durend longitudinaal onderzoek. J Mediapsychol. 2008;20: 79-96.
33. Hull JG, Brunelle TJ, Prescott AT, Sargent JD. Een longitudinaal onderzoek naar risicoverheerlijkende videogames en afwijkend gedrag. J Pers Soc Psychol. 2014;107: 300-325. [PMC gratis artikel] [PubMed]
34. Krahé B, Busching R, Möller I. Gebruik van mediageweld en agressie onder Duitse adolescenten: associaties en veranderingstrajecten in een longitudinaal onderzoek met drie golven. Psychol Pop Media Cult. 2012;1: 152-166.
35. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. De effecten van pathologisch gamen op agressief gedrag. J Youth Adolesc. 2011;40: 38-47. [PMC gratis artikel] [PubMed]
36. Möller I, Krahé B. Blootstelling aan gewelddadige videogames en agressie bij Duitse adolescenten: een longitudinale analyse. Aggress Behav. 2009;35: 75-89. [PubMed]
37. Shibuya A, Sakamoto A, Ihori N, Yukawa S. De effecten van de aanwezigheid en context van videogamegeweld op kinderen: een longitudinaal onderzoek in Japan. Simulisch gamen. 2008;39: 528-539.
38. Staude-Müller F. Computerspielgewalt en agressie: lange schnittliche untersuchung von selektions- und wirkungseffekten. Prax Kinderpsychol Kinderpsychiatr. 2011;60: 745-761. [PubMed]
39. von Salisch M, Vogelgesang J, Kristen A, Oppl C. Voorkeur voor gewelddadige elektronische games en agressief gedrag bij kinderen: het begin van de neerwaartse spiraal? Media Psychol. 2011;14: 233-258.
40. Willoughby T, Adachi PJC, Good M. Een longitudinaal onderzoek naar het verband tussen het spelen van gewelddadige videogames en agressie bij adolescenten. Dev Psychol. 2012;48: 1044-1057. [PubMed]
41. Begg CB, Mazumdar M. Werkingskenmerken van een rangcorrelatietest voor publicatiebias. Biometrie. 1994;50: 1088-1101. [PubMed]
42. Duval S, Tweedie R. Een niet-parametrische "trim and fill" -methode om publicatiebias in meta-analyse te verantwoorden. J Am Stat Assoc. 2000;95: 89-98.
43. Duval S, Tweedie R. Trimmen en vullen: een eenvoudige op trechterplot gebaseerde methode voor testen en aanpassen voor publicatiebias in meta-analyse. Biometrie. 2000;56: 455-463. [PubMed]
44. Ruzni N, Idris N. Een vergelijking van methoden om publicatiebias te detecteren voor meta-analyse van continue gegevens. J Toepassing Sci. 2012;12: 1413-1417.
45. Rosenthal R. Mediageweld, asociaal gedrag en de sociale gevolgen van kleine effecten. J Soc-problemen. 1986;42: 141-154.
46. Ramos RA, Ferguson CJ, Frailing K, Romero-Ramirez M. Comfortabel gevoelloos of gewoon weer een andere film? Blootstelling aan mediageweld vermindert de empathie van kijkers voor slachtoffers van echt geweld onder voornamelijk Spaanse kijkers niet. Psychol Pop Media Cult. 2013;2: 2-10.
47. Bartholow BD, Sestir MA, Davis EB. Correlaties en gevolgen van blootstelling aan geweld in videogames: vijandige persoonlijkheid, empathie en agressief gedrag. Pers Soc Psychol Bull. 2005;31: 1573-1586. [PubMed]
48. Happ C, Melzer A, Steffgen G. Superman vs. SLECHTE man? De effecten van empathie en spelkarakter in gewelddadige videogames. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013;16: 774-778. [PubMed]
49. Happ C, Melzer A, Steffgen G. Zoals de goede of slechte man: empathie in antisociale en prosociale games. Psychol Pop Media Cult. 2015;4: 80-96.