Metaanaliza relacji między brutalną grą wideo a agresją fizyczną w czasie (2018)

. 2018 Oct 2; 115 (40): 9882 – 9888.
Opublikowane online 2018 Oct 1. doi:  10.1073 / pnas.1611617114
PMCID: PMC6176643
PMID: 30275306

Abstrakcyjny

Aby wyjaśnić i ocenić wpływ przemocy w grach wideo (VGV) na zachowania agresywne, przeprowadziliśmy metaanalizę wszystkich dotychczasowych badań, które oceniały związek między ekspozycją na VGV a późniejszą jawną agresją fizyczną. Strategia wyszukiwania zidentyfikowała badania 24 z uczestnikami 17,000 i opóźnieniami od 3 miesięcy do 4 lat. Próbki składały się z różnych narodowości i grup etnicznych w średnim wieku od 9 do 19 lat. Dla każdego badania uzyskaliśmy standaryzowany współczynnik regresji dla prospektywnego wpływu VGV na późniejszą agresję, kontrolując wyjściową agresję. VGV był związany z agresją przy użyciu zarówno stałych [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)], jak i modeli efektów losowych [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Gdy uwzględniono wszystkie dostępne współzmienne, wielkość efektu pozostała znacząca dla obu modeli [β = 0.080 (0.065, 0.094) i β = 0.078 (0.053, 0.102), odpowiednio]. Nie znaleziono dowodów na stronniczość publikacji. Pochodzenie etniczne było statystycznie znaczącym moderatorem modeli z efektami stałymi (P ≤ 0.011), ale nie dla modeli efektów losowych. Uwarunkowane analizy wykazały, że efekt był największy wśród białych, pośrednich wśród Azjatów, a nieistotny wśród Latynosów. Dyskusja koncentruje się na implikacjach takich odkryć dla bieżących debat dotyczących skutków brutalnych gier wideo na agresję fizyczną.

Słowa kluczowe: gry wideo, agresja, metaanaliza, pochodzenie etniczne, podłużne

Kontrowersje rozwinęły się w związku z brutalną grą w gry wideo i agresją (-). Podczas gdy większość osób prowadzących badania w tym temacie twierdzi, że granie w takie gry zwiększa agresywne zachowanie, mniejszość wokalna twierdzi, że relacja gry i agresywnego zachowania w świecie jest co najwyżej zawyżona, aw najgorszym przypadku fałszywa. Kontrowersje miały ważne implikacje w świecie rzeczywistym. W 2011 Sąd Najwyższy Stanów Zjednoczonych uchylił ustawę kalifornijską mającą na celu ograniczenie zakupów i wynajmu bardzo brutalnych gier wideo przez dzieci (). Opinia większości wyrażała sceptycyzm co do znaczenia efektów brutalnych gier wideo, porównując je do „nieszkodliwej rozrywki” ().

Gwałtowna gra wideo i agresja

Sprawa, w której gwałtowna gra wideo zwiększa agresywne zachowanie, została dokonana najsilniej przez Andersona i in. (; patrz także refs. i ). W szczególności autorzy ci dokonali kompleksowej metaanalizy literatury dotyczącej wpływu brutalnej gry wideo na sześć kategorii agresywnej reakcji: poznanie, afekt, pobudzenie, empatia / uwrażliwienie na przemoc, jawne zachowanie agresywne i jawne zachowanie prospołeczne. Ich metaanaliza zbadała efekty raportów z badań 130 opartych na uczestnikach 130,000. Na podstawie tych analiz autorzy doszli do wniosku, że brutalna gra wideo jest pozytywnie związana z agresywnym zachowaniem, agresywnym poznaniem i agresywnym afektem, a także negatywnie wiąże się z empatią dla ofiar przemocy i zachowań prospołecznych. Ponadto autorzy doszli do wniosku, że efekty te są statystycznie wiarygodne w badaniach eksperymentalnych, przekrojowych i podłużnych, obserwowanych w różnych kulturach, płci i rodzajach gier (np. Perspektywa pierwsza vs. trzecia osoba; cele ludzkie vs. cele nieludzkie; dalej), a badania nadrzędne metodologicznie dawały większe efekty. Nowsza metaanaliza Greitemeyera i Mügge () doszli do podobnych wniosków.

Mimo, że niektórzy nazywają go jednoznacznie wykazującym związek między brutalną grą w gry wideo a agresją (), Anderson i in. () metaanaliza nie zmniejszyła sceptycyzmu wśród wokalnej mniejszości badaczy (). W szerokiej gamie artykułów Ferguson (, -) wywarł cztery krytyczne uwagi na temat badań mających na celu wykazanie, że przemoc w grach wideo (VGV) zwiększa agresję w rzeczywistym świecie: (i) wiele badań, które wspierają takie powiązanie, wykorzystują miary „agresywnej agresji” (np. dostępność słów związanych z agresją, uczucia związane z agresją), które zwiększają szacunki dotyczące wielkości efektu; (ii) wiele badań nie zawiera ważnych zmiennych towarzyszących jako kontroli statystycznych, a zatem wszelkie zaobserwowane efekty mogą być fałszywymi konsekwencjami trzeciej zależności zmiennych; (iii) istnieje tendencja do publikowania badań wspierających link agresji VGV → w przeciwieństwie do tych, które zgłaszają efekt zerowy; i (iv) nawet jeśli zaakceptuje się istnienie relacji agresji VGV →, szacowana wielkość efektu zwykle zgłaszana jest wyjątkowo słaba. Pomimo faktu, że te argumenty zostały energicznie obalone przez Andersona i jego kolegów (), Ferguson i jego koledzy kontynuowali swoją krytykę (, , , ). W odniesieniu do krytyki podniesionej przez Fergusona i in. (-) Warto zauważyć, że badacze ci przeprowadzili trzy rygorystyczne badania podłużne, które nie wykazały istotnego związku między brutalną grą w gry wideo a agresją. Przypisują te nieefekty częściowo: (i) za pomocą miar „poważnej” agresji (np. jawnej agresji fizycznej) i (ii) w tym odpowiednie zmienne kontrolne.

Pochodzenie etniczne i gra

Istnieją dowody potwierdzające potencjał etniczności i kultury do łagodzenia efektów VGV. Anderson i in. () zauważyli w swojej metaanalizie zachowania agresywnego w projektach podłużnych, że efekt VGV był nieco większy w kulturach zachodnich niż wschodnich i ta różnica zbliżyła się do istotności statystycznej (P = 0.07). Jednocześnie w tych porównaniach różnice kulturowe były mylone z różnicami w projektach badawczych, tak że „nie było jasne, czy różnica powinna być przypisana różnicom kulturowym w podatności na zagrożenia, czy stosowaniu różnych środków” ().

Potencjał etniczny do złagodzenia skutków ekspozycji gier wideo na agresję został potwierdzony przez Fergusona () w swojej ostatniej metaanalizie. W tej pracy Ferguson znalazł statystycznie istotny związek między ekspozycją na gry wideo a agresywnym zachowaniem wśród badań, w których wykorzystano próbki zachodnie, ale związek ten nie był znaczący w badaniach, w których stosowano próbki azjatyckie lub latynoskie. Ponieważ te metaanalityczne odkrycia opierały się na badaniach, które mierzyły ekspozycję na wszystkie gry wideo (zamiast skupiać się na brutalnych grach), wyniki mogą nie mówić o pytaniach o efekty VGV jako takie, ale wspierają pogląd o pochodzeniu etnicznym jako potencjalnym moderatorze agresywne wyniki.

Metaanaliza badań longitudinalnych dotyczących VGV i agresywnego zachowania

Niniejszy przegląd ma na celu odniesienie się do czterech argumentów przedstawionych powyżej, które zostały przedstawione w odniesieniu do związku między VGV a agresją, oraz do ponownej oceny dowodów na pochodzenie etniczne jako moderatora tego związku. Przeglądając literaturę skupiamy się na tym, co uważamy za najbardziej rygorystyczny i odpowiedni test brutalnej gry wideo → hipotezy agresji: projekty podłużne, które badają związek gwałtownej gry wideo w jednym momencie z jawną agresją fizyczną w kolejnym punkt w czasie, podczas gdy pożąda wcześniejszej agresji. Skupiając się na jawnej agresji fizycznej, unikamy krytyki, że inne nieistotne miary agresji fałszywie zawyżają wielkość efektu widoczną w literaturze. Przeprowadzając metaanalizę, możemy oszacować średnią wielkość, wiarygodność statystyczną i niejednorodność efektów w literaturze. Dzięki temu możemy zbadać, w jakim stopniu te szacunki różnią się w zależności od (i) kowariancje statystyczne zawarte przez poszczególnych badaczy i (ii) kultura / pochodzenie etniczne uczestnika. Wreszcie szukaliśmy dowodów na stronniczość publikacji przy użyciu różnych metod.

Metody

Wyszukiwanie i wybór badania.

Przeszukaliśmy elektroniczne bazy danych PsycInfo, PubMed, Web of Science i ERIC za pomocą kombinacji słów kluczowych związanych z grą w gry wideo (gra wideo * LUB gra wideo * OR gra komputerowa * OR gra elektroniczna *), projekty podłużne (perspektywa podłużna OR) i agresywne zachowanie (agresja * OR violen * LUB delinquen *). Wyszukiwanie obejmowało artykuły opublikowane do kwietnia 1, 2017. Badania z dowolnego kraju kwalifikowały się do włączenia, a publikacje w językach innych niż angielski kwalifikowały się do włączenia, o ile mogły być przetłumaczone na język angielski. Artykuły, rozprawy i rozdziały książki kwalifikowały się do włączenia niezależnie od tego, czy zostały opublikowane, czy nie.

Aby kwalifikować się do włączenia do metaanalizy, badania musiały mierzyć gwałtowne narażenie na gry wideo i agresję fizyczną w jednym punkcie czasu i mierzyć agresję fizyczną co najmniej w 3 później. Ponieważ interesująca relacja jest specyficzna dla podzbioru gier wideo zawierających treści pełne przemocy lub dojrzałe, badania zostały wykluczone, jeśli oceniały całkowitą ekspozycję gier wideo (a nie ekspozycję na gry brutalne lub dojrzałe) lub jeśli oceniały narażenie na brutalne filmy lub media inne niż gry wideo. Uwzględniono jedynie badania, w których mierzono rzeczywistą, jawną agresję fizyczną, w oparciu o perspektywę, w której wywołane przez gry wideo zmiany w poznaniu (np. Postawy, tendencyjność atrybucyjna), emocje (np. Wrogość, odczulanie emocjonalne), uczucia (np. Empatyczny troska), a pobudzenie jest zasadniczo ważne, o ile wyjaśniają procesy psychologiczne, które mogą służyć jako mediatorzy dla ustalonego efektu behawioralnego. Raporty o zachowaniach agresywnych w świecie rzeczywistym były akceptowalnymi środkami agresji, podobnie jak podobne oceny dostarczane przez rodziców, nauczycieli lub rówieśników. Raporty wykorzystujące hipotetyczne scenariusze i raporty ograniczone do agresji werbalnej nie zostały uznane za akceptowalne środki. Wreszcie, wyszukiwanie ograniczono do projektów podłużnych, biorąc pod uwagę ich siłę w zmniejszaniu prawdopodobieństwa odwrotnej przyczynowości. Chociaż ograniczenie przeglądu do badań podłużnych rzeczywistej, jawnej agresji fizycznej, nie wyklucza badań wykorzystujących projekty eksperymentalne, eliminuje z analizy te eksperymenty laboratoryjne, których skutki mogą być krytykowane jako obejmujące tylko tymczasowe skutki dla zachowania. Skontaktowano się z każdym zestawem autorów w celu uzyskania wyników badań w celu uzyskania informacji na temat innych opublikowanych lub niepublikowanych badań podłużnych dotyczących gier wideo i agresji.

Dla wszystkich badań użyto oszacowania wielkości efektu, znormalizowanego współczynnika regresji związanego z brutalną grą w gry wideo i późniejszą agresją fizyczną, obliczoną przy uwzględnieniu wcześniejszej agresji jako współzmiennej. Oszacowanie to było preferowane w stosunku do korelacji zerowego rzędu, ponieważ lepiej charakteryzuje związek interesów, a mianowicie związek między gwałtowną ekspozycją gier wideo a późniejszą zmianą agresji, co wymaga wzięcia pod uwagę wcześniejszej agresji. Ponadto, o ile badacze uwzględnili kowarianty wykraczające poza brutalną grę wideo i wcześniejszą agresję w ich oryginalnie opublikowanych efektach, skontaktowaliśmy się z każdym zespołem badawczym i poprosiliśmy o dostarczenie nam znormalizowanego współczynnika regresji związanego z podstawową brutalną grą w gry wideo, gdy jest on używany do przewidywania kolejnych agresja fizyczna podczas pożądania: (i) tylko podstawowa agresja fizyczna i (ii) podstawowa agresja fizyczna i płeć.

Analiza statystyczna.

Oszacowaliśmy ogólne efekty i heterogeniczność w wielkościach efektu przy użyciu zarówno metaanalitycznego modelowania efektów stałych, jak i efektów losowych. Następnie przetestowaliśmy, czy niektóre z obserwowanych niejednorodności można było przewidzieć na podstawie trzech możliwych do zidentyfikowania cech badania: większość etnicznego uczestnika, średni wiek uczestnika w momencie rozpoczęcia badania oraz podłużne opóźnienie w pomiarze agresji. Na koniec przeprowadziliśmy analizy stronniczości publikacji opisane szczegółowo poniżej. Użyliśmy zarówno SPSS v20, jak i pakietu R „meta” () do przeprowadzenia metaanaliz i analiz stronniczości publikacji.

Efekt

Wyniki wyszukiwania literatury.

Ostatecznie nasze wyszukiwanie przyniosło badania 24 (-, -) (Tabela 1), z których tylko 5 pojawił się we wcześniejszej metaanalizie Andersona i in. () i 8, który pojawił się w nowszej metaanalizie Greitemeyera i Mügge (). Badania te objęły uczestników 17,000 z różnych krajów (Austria, Kanada, Niemcy, Japonia, Malezja, Holandia, Singapur i Stany Zjednoczone). Średni wiek uczestników wahał się od 8.9 do 19.3 y, a podłużne opóźnienie czasowe wahało się od 3 mo do nieco ponad 4 y. Zdecydowana większość tych badań mierzyła gwałtowne gry wideo i agresywne zachowanie w początkowym momencie, a następnie wykorzystywała obie miary do przewidywania kolejnych zachowań agresywnych w równoczesnej analizie regresji (lub analizie ścieżki lub modelu równania strukturalnego) przy jednoczesnym uwzględnieniu różnych kontroli współzmienne. Wszystkie badania mierzyły ekspozycję na brutalne gry wideo, a nie eksperymentalnie manipulowały ekspozycją na gry wideo.

Tabela 1.

Badania podłużne dotyczące VGV i agresji

Dla autorów Rok Narodowość Główne pochodzenie etniczne Miara agresji fizycznej n Średni wiek T1* Opóźnienie (lata) Współzmienne inne niż agresja początkowa
żaden Płeć Wszystkie kategorie
Adachi i Willoughby () 2016 Kanadyjczyk Biały Bezpośrednia agresja (fizyczna i słowna) 1,132 19.1 1.0 0.136 0.077 0.076
Anderson i in. ()† 2008 Japonki Azjaci Skala agresji fizycznej 181 N13.5 0.3 0.144 0.139 0.139
Anderson i in. ()† 2008 Japonki Azjaci Fizyczna agresja w minionym miesiącu 1,050 N15.5 0.3-0.5 0.115 0.075 0.075
Anderson i in. ()† 2008 amerykański Biały Indeks nauczycieli, rówieśników i samoopisów, bieżący rok szkolny 364 N10.5 0.5 0.167 0.158 0.158
Breuer i in. () 2015 niemiecki Biały Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, dwie pozycje) 140 16 1.0 -0.151 -0.159 -0.159
Breuer i in. () 2015 niemiecki Biały Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, dwie pozycje) 136 19.3 1.0 0.078 0.070 0.070
Bucolo () 2010 amerykański Biały Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, pięć pozycji) 648 13.4 1.5 0.17 0.15 0.14
Ferguson ()‡ 2011 amerykański Latynosi Lista kontrolna zachowań dzieci Self-Report młodzieży, agresja, dziecko (YSRac) 302 12.3 1.0 0.035 0.011 -0.030
Ferguson i in. ()‡ 2012 amerykański Latynosi Lista kontrolna zachowań dzieci Self-Report młodzieży, agresja, dziecko (YSRac) 165 12.3 3.0 -0.068 -0.016 0.030
Ferguson i in. ()‡ 2013 amerykański Latynosi Lista kontrolna zachowań dzieci Self-Report młodzieży, agresja, dziecko (YSRac) 143 12.8 1.0 0.069 0.044 0.100
Fikkers i in. () 2016 holenderski Biały Agresja fizyczna 943 11.8 1.0 0.180 0.126 0.126
Gentile i in. () 2009 amerykański Biały Zgłaszane walki, ocena agresji fizycznej przez nauczyciela 865 9.6 1.1 0.112 0.089 0.089
Gentile i in. () 2014 Singapur Azjaci Sześć przedmiotów oceniających agresję fizyczną 2,029 12.2 1.0 0.065 0.043 0.043
Greitemeyer i Sagiogluo () 2017 amerykański Biały Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, dwie pozycje) 743 0.5 0.032 0.024 0.021
Hirtenlehner i Strohmeier () 2015 Austriak Biały Przemoc osobista 371 11.5 1.0 0.190 0.13 0.140
Hopf i in. () 2008 niemiecki Biały Przemoc ucznia 314 12 2.7 -§ -§ 0.18
Hull i in. () 2014 amerykański Biały Uderzanie w członków rodziny, wysyłanych do biura szkolnego do walki 2,723 13.8 0.8 0.097 0.088 0.075
 Podpróbka 1 Biały 1,831 0.103 0.100 0.085
 Podpróbka 2 Latynosi 442 0.062 0.034 0.024
 Podpróbka 3 Azjaci 49 -0.098 -0.097 -0.040
Krahé i in. ()‡ 2012 niemiecki Biały Zgłaszane przez siebie (pięć przedmiotów) i zgłoszone przez nauczyciela (jedna pozycja) fizyczna agresja 1,715 13.4 1.1 0.18 0.15 0.15
Lemmens i in. ()‡ 2011 holenderski Biały Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, siedem pozycji) 540 13.9 0.5 0.09 -§ 0.09
Möller i Krahé ()†,‡ 2009 niemiecki Biały Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, siedem pozycji) 143 13.3 2.5 0.275 0.213 0.213
Shibuya i in. ()† 2008 Japonki Azjaci Kwestionariusz agresji Buss & Perry (fizyczny, sześć pozycji) 498 N10.5 0.9 0.072 -0.001 -0.001
Staude-Müller () 2011 niemiecki Biały „Aggression-tilt” 472 13.7 1.0 0.046 0.028 -0.020
von Salisch i in. ()‡ 2011 niemiecki Biały Nominacja rówieśnicza, ocena nauczyciela: zmienna ukryta 228 8.9 1.0 -0.021 -0.031 -0.010
Willoughby i in. ()‡ 2012 Kanadyjczyk Biały Bezpośrednia agresja (jawna). Efekt dotyczy długotrwałej gry wideo 9 – 12 z agresywnym nachyleniem 1,492 13.8 4.0 0.164 0.123 0.070

Uwaga: von Salisch i in. () używał tylko nominacji rówieśniczych i ocen nauczycieli do mierzenia agresji; wszystkie inne badania obejmowały zgłaszane przez siebie pomiary agresji.

*Wiek w momencie rozpoczęcia badania; Przybliżony wiek (∼) szacowany na podstawie podanych przedziałów wiekowych i / lub poziomów klas.
†Pojawia się w metaanalizie Anderson et al. ().
‡Pojawia się w metaanalizie Greitemeyer i Mügge ().
§Nie stosowano dodatkowych zmiennych towarzyszących kontroli ani efektu niezgłoszonego.
Interakcja rozgrywki i zmiennej moderatora jest istotna statystycznie przy P <0.05.

Tabela 1 podsumowuje główne cechy tych badań, w tym narodowość uczestników i kategoryzację uczestników jako przedstawicieli trzech podstawowych grup etnicznych: Białej, Hiszpańskiej i Azjatyckiej. Ponadto tabela zawiera krótki opis zastosowanej miary agresji fizycznej, średni wiek uczestników na początku badania, opóźnienie do oceny późniejszej agresji fizycznej oraz szacunki dotyczące wielkości efektu bez współzmiennych innych niż podstawowa agresja, z początkową agresją i płcią, oraz ze wszystkimi zmiennymi towarzyszącymi zawartymi w oryginalnym raporcie.

Podstawowe analizy.

Oszacowanie wielkości efektu przy użyciu jedynie opóźnienia autoregresyjnego jako współzmiennej.

Dla wszystkich zbiorów danych oprócz jednego udało nam się uzyskać szacunki znormalizowanego współczynnika regresji wiążącego tylko początkową brutalną grę wideo z późniejszą agresją fizyczną, pożądającą początkową agresją fizyczną (Tabela 1). Metaanaliza ze stałymi efektami dała średni współczynnik β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001 i statystyka Q, χ2(22) = 61.820, P <0.001, co wskazywało na znaczną niejednorodność. Metaanaliza efektów losowych Hedges-Vevea dała podobne szacunki wielkości efektu, β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 i statystyka Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, wskazując nieistotną heterogeniczność.

Szacunki wielkości efektu z wykorzystaniem autoregresywnego opóźnienia plus współzmienne.

Przeprowadzono kolejne analizy, które obejmowały oszacowania skorygowane dla wszystkich zmiennych towarzyszących użytych w pierwotnie zgłoszonych wynikach 24. Większość badań donosi o pozytywnych szacunkach wskazujących, że gwałtowna gra wideo była związana ze wzrostem z czasem agresji fizycznej kontrolującej wcześniejszą agresję i wszystkich innych zmiennych towarzyszących.

Metaanaliza ze stałymi efektami dała średni współczynnik β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001 i statystyka Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (wskazujący na znaczną heterogeniczność). Analiza efektów losowych Hedges – Vevea dała podobne szacunki wielkości efektu, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 i statystyka Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, wskazując nieistotną heterogeniczność. (Wyniki analiz, które obejmowały zarówno autoregresyjne opóźnienie, jak i zmienne towarzyszące płci, spadły między wartościami szacunkowymi z tych dwóch analiz. Są one dostępne od autorów na życzenie.)

Tendencja publikacji.

Przeprowadziliśmy trzy analizy w celu oceny możliwego błędu publikacji, z których żaden nie znalazł dowodów na przeszacowanie wpływu w literaturze. Rosenthal Fail-Safe n szacunki wskazywały, że ponad 700 nieważne ustalenia byłyby konieczne, aby zagrozić wnioskowi, że istnieje pozytywna zależność podłużna między brutalną grą w gry wideo a agresją fizyczną (szacunki wykorzystujące tylko agresję autoregresyjną zmienną lagową, Fail-Safe n = 1,334; szacunki przy użyciu wszystkich zmiennych towarzyszących, Fail-Safe n = 723). The Begg and Mazumdar () korelacja rang τ-b było nieistotne dla obu modeli efektów losowych, które obejmowały tylko autoregresyjne opóźnienie wcześniejszej agresji, τ-b = -0.269, P = 0.072 i model, który zawierał wszystkie kowariancje, τ-b = -0.033, P = 0.823. Wreszcie analiza wykończenia i wypełnienia (, ) zastosowane do tych danych nie dodało żadnych efektów do dystrybucji, po raz kolejny wskazując na brak stronniczości publikacji.

Analizy moderatora.

Aby zbadać potencjalnych moderatorów tych zaobserwowanych efektów, zbadaliśmy różnice w szacunkach wielkości efektu związanych z trzema cechami badania: pochodzenie etniczne uczestnika, wiek i opóźnienie między pomiarami agresji.

Pochodzenie etniczne.

Przeprowadzono analizy moderatora w celu sprawdzenia zmienności rozmiarów efektów jako funkcji etnicznego uczestnika. We wszystkich przypadkach z wyjątkiem jednego badania podzielono na kategorie w oparciu o dominujące pochodzenie etniczne próby: biały, latynoski lub azjatycki (Tabela 1). W przypadku badania Hulla i in. () możliwe było obliczenie wielkości efektów oddzielnie dla każdej z tych kategorii etnicznych w oparciu o samoidentyfikację każdego uczestnika. Chociaż wszystkie inne analizy wykorzystywały ogólne szacunki wielkości efektu z Hull et al. całkowita próbka (n = 2,723), analizy testujące moderujący efekt etniczności zamiast tego dotyczyły specyficznych rozmiarów efektów związanych z każdym z trzech Hull et al. podpróbki: biały (n = 1,831), Hiszpanie (n = 442), a Azjaci / mieszkańcy wysp Pacyfiku (n =

Analiza moderatora efektów stałych z wykorzystaniem trzech kategorii etnicznych w Tabela 1 zastosowane do szacunków „tylko opóźnienie autoregresji” dało znaczący efekt moderatora, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Oddzielne analizy wykazały, że efekt był największy wśród uczestników rasy białej, pośredni wśród uczestników azjatyckich, a najmniejszy wśród uczestników latynoskich (patrz Rys. 1 w celu oszacowania w każdej grupie, oprócz ogólnych szacunków opartych na tych próbkach). Analiza moderatora efektów stałych wykorzystująca dwie kategorie etniczne Hiszpanów i nie-Hiszpanów również dała znaczący efekt moderatora, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Zarówno porównanie moderatorów efektów losowych trzech grup etnicznych, jak i porównanie efektów losowych próbek hiszpańskich i nie-latynoskich zbliżyło się do znaczenia,2(2) = 5.125, P = 0.077 i χ2(1) = 3.745, P = 0.053, odpowiednio].

Plik zewnętrzny zawierający obraz, ilustrację itp. Nazwa obiektu to pnas.1611617114fig01.jpg

Standaryzowane współczynniki regresji (β) wiążące początkowe brutalne gry wideo z późniejszą agresją fizyczną, w tym autoregresyjne opóźnienie agresji i oparte na danych wybranych do analiz moderatora etniczności. Szacowany rozmiar efektu β (ES; kwadrat) i 95% przedział ufności (CI; linie) są wyświetlane dla wszystkich efektów wprowadzonych do metaanalizy (-, -, -). Diamenty reprezentują metaanalitycznie ważoną średnią β. Procenty wagowe dla modeli z efektami stałymi i losowymi są odpowiednio oznaczone jako W (fix) i W (rand). W przypadku badań z wieloma niezależnymi próbkami wynik dla każdej próbki jest podawany osobno i ponumerowany 1, 2 lub 3.

Analiza moderatora efektów stałych z wykorzystaniem trzech kategorii etnicznych zastosowanych do szacunków „wszystkich zmiennych towarzyszących” dała znaczący efekt moderatora, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, o tej samej formie, co poprzednio. W tym przypadku ani porównanie moderatora efektów losowych trzech grup etnicznych, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, ani porównanie Hiszpanie i nie-Hiszpanie, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, osiągnął istotność statystyczną.

Opóźnienie czasowe.

Analiza moderatora efektów stałych wykorzystująca trzy kategorie opóźnień czasowych (mniej niż 1 y, 1 y, więcej niż 1 y) zastosowana do oszacowań „tylko opóźnienia autoregresywnego” dała znaczący efekt moderatora, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Oddzielne analizy wskazały, że efekt był największy w badaniach z opóźnieniem dłuższym niż 1 rok, β = 0.157, 95% CI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 i mniejszy w badaniach z opóźnieniem równym 1 rok, β = 0.094, 95% CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 lub mniej niż 1 rok, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Analiza moderatora efektów losowych nie osiągnęła konwencjonalnych poziomów istotności, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.

Wiek.

Analiza moderatora efektów stałych z wykorzystaniem dwóch kategorii wiekowych (wiek 12 i młodszy, wiek 13 i starszy) dała efekt moderatora, który zbliżył się do znaczenia, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Oddzielne analizy wykazały, że efekt był nieco większy w badaniach, w których badano efekty u starszych dzieci, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, niż osoby z młodszymi dziećmi, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Analiza moderatora efektów losowych nie osiągnęła konwencjonalnych poziomów istotności, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.

Dyskusja

Naukowcy zostali podzieleni w kwestii tego, czy granie w brutalne gry wideo jest związane z późniejszym wzrostem agresji fizycznej. Chociaż większość badaczy argumentowała za takim stowarzyszeniem, znaczna mniejszość twierdziła, że ​​istniejące dowody są pod wieloma względami wadliwe. Nasze wyniki mówią o trzech z czterech konkretnych krytycznych uwag na temat tej literatury przedstawionych wcześniej.

Po pierwsze, aby odnieść się do krytyki, że wiele istniejących badań stosowało „niepoważne” miary agresji (np. Agresywne poznanie lub afekt), ograniczyliśmy naszą metaanalizę do badań, które mierzyły zmiany w jawnej, fizycznej agresji w ciągu miesięcy lub lat. Nasze wyniki wykazały wiarygodny efekt metaanalityczny w badaniach podłużnych, nawet przy kontrolowaniu podstawowych poziomów agresji fizycznej, sugerując, że skutki gwałtownych gier wideo rozciągają się na znaczące zachowania w rzeczywistym świecie.

Po drugie, aby odnieść się do argumentów, że oszacowania tego efektu były fałszywe na podstawie nieuwzględnienia odpowiednich kontroli statystycznych, przeprowadziliśmy nasze analizy najpierw z agresją wyjściową jako jedyną zmienną towarzyszącą i ponownie ze wszystkimi zmiennymi pierwotnymi pierwotnie zawartymi w każdym badaniu. Wyniki pokazały, że włączenie zmiennych towarzyszących wydaje się mieć niewielki wpływ na szacowane powiązanie gry i agresji. Rzeczywiście, w dwóch z trzech badań zgłoszonych przez Fergusona i in. (, ), włączenie ich preferowanych zmiennych towarzyszących nieznacznie zwiększyło wielkość stowarzyszenia (Tabela 1).

Po trzecie, podczas gdy istniejące metaanalizy były krytykowane jako nieuwzględniające możliwości stronniczości publikacji, nie zaobserwowaliśmy dowodów na to, że badania o wielkościach zerowych lub negatywnych były niedostatecznie reprezentowane w literaturze, pomimo zastosowania trzech różnych podejść analitycznych do oceny stronniczości publikacji. Co ważne, wykazano, że podejścia analityczne zastosowane do osiągnięcia tego wniosku posiadają komplementarne właściwości: technika trymowania i wypełniania ma wysoką moc statystyczną, ale wysoką stopę błędu typu I, podczas gdy test korelacji rang Begga i Mazumdara ma mniejszą moc, ale praktycznie nie daje błędów typu I (). Fakt, że oba te testy osiągają ten sam wniosek, sugeruje, że wyniki są wiarygodne.

W odniesieniu do czwartej krytyki, skupionej na rozmiarze tych efektów, nasza metaanaliza przyniosła niewielki rozmiar efektu effect0.11, gdy nie uwzględniono dodatkowych zmiennych towarzyszących. Ferguson i jego współpracownicy zauważyli, że współczynnik regresji 0.10 jest związany tylko z 1% wariancji wyniku i doszedł do wniosku, że jest to tak małe, że nie ma sensu. Jednak inni przeciwnie twierdzili, że kwadratowe współczynniki regresji zapewniają mniej odpowiednią metrykę do oceny praktycznego znaczenia efektów w porównaniu z szacunkami względnego ryzyka (, ). W rzeczywistości Rosenthal () twierdził, że poleganie na r2 wartości interpretacji wielkości efektów są szczególnie problematyczne w kontekście badania zachowań antyspołecznych, takich jak agresja, stwierdzając, że „nasza zdolność do przewidywania i kontrolowania zachowań antyspołecznych wcale nie jest trywialna w praktyce, pomimo pozornie małych r2s uzyskane w większości badań ”(). Niezależnie od subiektywnej definicji znaczącego rozmiaru efektu, oczywiste jest, że w literaturze istnieje istotny statystycznie, wiarygodny efekt.

Chociaż nasze badania potwierdzają sceptyczny pogląd na wspomniane wyżej krytyczne uwagi dotyczące literatury na temat VGV i agresji, nasze wyniki oferują możliwe alternatywne wyjaśnienie odmiennych wniosków, do których dochodzą naukowcy po przeciwnych stronach debaty. W szczególności znaleźliśmy dowody na to, że wpływ VGV na agresję jest moderowany przez grupę etniczną z próby, przy czym uczestnicy z Białego wykazują najsilniejszy efekt, a uczestnicy latynoscy nie wykazują znaczących efektów. Efekty dla uczestników azjatyckich spadły między efektami dla pozostałych dwóch grup.

Możliwość, że skutki brutalnych gier wideo na agresję są moderowane przez pochodzenie etniczne, została podniesiona w poprzedniej metaanalizie przez Andersona i in. (), który obejmował zarówno próbki zachodnie, jak i azjatyckie (ale nie hiszpańskie). Jednocześnie autorzy ci stwierdzili, że: (i) łagodzący wpływ pochodzenia etnicznego zbliżył się tylko do konwencjonalnych poziomów znaczenia i (ii) nie można było oddzielić od zmienności metodologii badań. Kolejna metaanaliza Fergusona () powtórzył i rozszerzył to odkrycie, pokazując, że efekty gier wideo były obecne wśród zachodnich, ale nie azjatyckich ani latynoskich próbek. Ponieważ jednak analizy te obejmowały badania wszystkich typów projektów (w tym nieliniowych) i nie wzięły pod uwagę rodzaju gry (gwałtowne w porównaniu z niestosowaniem przemocy) w pomiarach ekspozycji gier wideo w badaniach, wyniki nie mówią bezpośrednio o kwestii Efekty VGV w czasie.

W przeciwieństwie do tego, obecna metaanaliza skupiła się w szczególności na badaniach nad gwałtowną ekspozycją gier wideo, które wykorzystywały projekty podłużne i rozszerzyły się na odkrycia Andersona i in. () poprzez uwzględnienie wielu badań podłużnych opublikowanych od tego czasu oraz poprzez rozróżnienie Latynosów od próbek białych i azjatyckich. Nasze wyniki wykazały statystycznie istotny efekt moderacji pochodzenia etnicznego (aczkolwiek przy użyciu oszacowań efektów stałych), tak że najsilniejsze powiązanie zaobserwowano wśród próbek białych, pośredniego związku dla próbek azjatyckich i małego, nieistotnego związku dla próbek latynoskich. Biorąc jednak pod uwagę niewielką liczbę badań z próbkami latynoskimi, konieczne są dalsze badania tej populacji, zanim zostaną wyciągnięte zdecydowane wnioski na temat wpływu gwałtownych gier na tę grupę.

Nawet jeśli różnice między grupami etnicznymi zostaną ustalone, pozostaje pytanie, dlaczego etniczność może złagodzić wpływ brutalnych gier wideo na agresywne zachowanie. Anderson i in. () opracował pięć powodów, aby oczekiwać mniejszych rozmiarów efektu medialnego w społeczeństwach wschodnich niż zachodnich. W szczególności omawiają różnice międzykulturowe w: (i) jak kontekstualizuje się przemoc w mediach; (ii) zakres, w jakim jednostki zajmują się sytuacyjnym kontekstem działania; (iii) znaczenie, doświadczenie i przetwarzanie emocji; (iv) kontekst publiczno-prywatny, w którym zazwyczaj gra się w gry wideo; i (v) sieci społecznościowe graczy. Z tych powodów dodawalibyśmy zróżnicowanie między kulturami w znaczeniu bycia sprawcą i ofiarą agresji. Z tej perspektywy kultury, które promują społeczną odpowiedzialność i empatię wobec ofiar przemocy, mogą zmniejszyć skutki brutalnej gry, prowadząc jednostki do psychologicznego dystansowania się od ich wirtualnej agresji i od jej implikacji dla ich osobistych wartości i rzeczywistych zachowań. I odwrotnie, kultury, które promują surowy indywidualizm i mentalność podobną do wojownika, mogą skłonić jednostki do identyfikowania się z rolą agresora i tłumienia sympatii wobec ich wirtualnych ofiar, co ma konsekwencje dla ich wartości i zachowania poza grą.

W odniesieniu do takiego wyjaśnienia opartego na pochodzeniu etnicznym moderowania wpływu VGV na agresję obserwowanego w obecnej metaanalizie, Anderson i in. () stwierdzili, że kultura łagodzi wpływ brutalnej gry wideo na odczulanie na przemoc i empatię, tak że uczestnicy z kultur zachodnich wykazywali większe odczulanie i większe spadki empatii niż te z kultur wschodnich. Wyniki Ramosa i in. () sugerują, że podobnie jak w kulturach wschodnich uczestnicy latynoscy zdają się utrzymywać empatię wobec ofiar w obliczu medialnego przedstawiania przemocy. W odniesieniu do odczulania i zmniejszonej empatii będącej przyczyną wpływu VGV na późniejszą agresję, Bartholow i in. () stwierdził, że empatia pośredniczyła w oddziaływaniu VGV na agresję w projekcie eksperymentalnym. Jednocześnie, podczas gdy empatia dla ofiary VGV może zmniejszyć późniejszą agresję, empatia dla sprawców może w rzeczywistości zwiększyć późniejszą agresję poprzez motywowanie uzasadnienia ich działań (np. Ref. i ). Oczywiście, chociaż nasza relacja jest zgodna z wieloma odkryciami empirycznymi, konieczne są dodatkowe badania w celu ustalenia empatii jako wiarygodnego mediatora obserwowanego łagodzącego wpływu pochodzenia etnicznego na agresję w obecnej metaanalizie.

Wnioski

Na podstawie tej metaanalizy dochodzimy do wniosku, że granie w brutalne gry wideo wiąże się z większym poziomem jawnej agresji fizycznej z upływem czasu, po uwzględnieniu wcześniejszej agresji. Wyniki te potwierdzają ogólne twierdzenie, że gwałtowna gra w gry wideo wiąże się ze wzrostem agresji fizycznej w miarę upływu czasu. Ponadto wyniki wskazują na trzy konkretne krytyczne uwagi dotyczące tej literatury, wykazując: (i) brutalna gra wideo wiąże się ze wzrostem środków poważnego agresywnego zachowania (np. jawna agresja fizyczna) (ii) że szacunki tego efektu są tylko nieznacznie zmniejszone przez włączenie zmiennych statystycznych i (iii) nie znajdując dowodów na stronniczość publikacji.

Wyniki sugerują ponadto, że wpływ VGV na agresję może być moderowany przez grupę etniczną z próby, która jest najsilniej obserwowana wśród Białych uczestników, mniej silnie, ale rzetelnie obserwowana wśród azjatyckich uczestników, i niewiarygodnie wśród Latynosów. Ponadto projekty, które wymagają dłuższych opóźnień, wydają się być związane z większymi efektami, co jest zgodne z obserwacjami w badaniach wielofalowych (np. Ref. ).

Podsumowując, wyniki naszej metaanalizy stanowią poważne wyzwanie dla kilku poważnych uwag krytycznych dotyczących literatury łączącej VGV i agresję fizyczną, i oferują proste wyjaśnienie niespójnych ustaleń badaczy na przeciwnych stronach debaty. Mamy nadzieję, że te odkrycia pomogą temu obszarowi przejść od pytania, czy gwałtowne gry wideo zwiększają agresywne zachowanie, oraz w kierunku pytań, dlaczego, kiedy i dla kogo mają takie skutki.

Przypisy

Autorzy deklarują brak konfliktu interesów.

Ten artykuł jest zgłoszeniem PNAS Direct.

Niniejszy artykuł pochodzi z Kolokwium Narodowej Akademii Nauk Arthura M. Sacklera „Media cyfrowe i rozwijające się umysły”, które odbyło się w październiku 14 – 16, 2015 w Centrum Arnolda i Mabel Beckman Narodowych Akademii Nauk i Inżynierii w Irvine , CA. Kompletny program i nagrania wideo większości prezentacji są dostępne na stronie internetowej NAS pod adresem www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.

Referencje

1. Bushman BJ, Huesmann LR. Wznowiono dwadzieścia pięć lat badań nad przemocą w grach cyfrowych i agresji: odpowiedź na Elsona i Fergusona (2013) Eur Psychol. 2014;19: 47-55.
2. Elson M, Ferguson CJ. Dwadzieścia pięć lat badań nad przemocą w grach cyfrowych i agresji: empiryczne dowody, perspektywy i debata zbłądziły. Eur Psychol. 2014;19: 33-46.
3. Krahé B. Przywracanie ducha fair play w debacie o brutalnych grach wideo: komentarz na temat Elsona i Fergusona (2013) Eur Psychol. 2014;19: 56-59.
4. Warburton W. Jabłka, pomarańcze i ciężar dowodu - ustalenia dotyczące przemocy w mediach W kontekście: komentarz dotyczący Elsona i Fergusona (2013) Eur Psychol. 2014;19: 60-67.
5. Brown v. Entertainment Merchants Association, 564 US 786 (2011)
6. Anderson CA, et al. Gwałtowny wpływ gier wideo na agresję, empatię i zachowania prospołeczne w krajach wschodnich i zachodnich: przegląd metaanalityczny. Psychol Bull. 2010;136: 151-173. [PubMed]
7. Huesmann LR. Gwoździowanie trumny zamykają się na wątpliwości, że brutalne gry wideo pobudzają agresję: Komentarz do Andersona i in. (2010) Psychol Bull. 2010;136: 179-181. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
8. Bushman BJ, Rothstein HR, Anderson CA. Dużo hałasu o coś: Gwałtowne efekty gry wideo i szkoła czerwonego śledzia: Odpowiedz Fergusonowi i Kilburn (2010) Psychol Bull. 2010;136: 182-187.
9. Greitemeyer T, Mügge DO. Gry wideo wpływają na wyniki społeczne: Metaanalityczny przegląd skutków brutalnej i prospołecznej gry wideo. Pers Soc Psychol Bull. 2014;40: 578-589. [PubMed]
10. Ferguson CJ, Kilburn J. Wiele hałasu o nic: nędza i nadmierna interpretacja gwałtownych efektów w grach wideo w krajach wschodnich i zachodnich: Komentarz do Andersona i in. (2010) Psychol Bull. 2010;136: 174 – 178, dyskusja 182 – 187. [PubMed]
11. Ferguson CJ. Dowody na stronniczość publikacji w efektach przemocy w grach wideo: Przegląd metaanalityczny. Agresywny Vavent Behav. 2007;12: 470-482.
12. Ferguson CJ. Link do szkolnej strzelaniny / brutalnej gry wideo: związek przyczynowy lub panika moralna? J Invest Psychol Offender Profiling. 2008;5: 25-37.
13. Ferguson CJ. Badania nad skutkami gwałtownych gier wideo: krytyczna analiza. Soc Personal Psychol Compass. 2009;3: 351-364.
14. Ferguson CJ. Płonące anioły lub rezydentne zło? Czy brutalne gry wideo mogą być siłą na dobre? Rev Gen Psychol. 2010;14: 68-81.
15. Ferguson CJ. Czy gniewne ptaki sprawiają, że gniewne dzieci? Metaanaliza gier wideo wpływa na agresję dzieci, młodzieży, zdrowie psychiczne, zachowania prospołeczne i wyniki w nauce. Perspect Psychol Sci. 2015;10: 646-666. [PubMed]
16. Ferguson CJ, Kilburn J. Zagrożenia dla zdrowia publicznego związane z przemocą w mediach: Przegląd metaanalityczny. J Pediatr. 2009;154: 759-763. [PubMed]
17. Ferguson CJ. Nie zwracaj uwagi na te dane za kurtyną: na gniewne ptaki, szczęśliwe dzieci, sprzeczki naukowe, stronniczość publikacji i dlaczego rządy rządzą metami. Perspect Psychol Sci. 2015;10: 683-691. [PubMed]
18. Ferguson CJ. Entertainment Merchants Association Gwałtowne gry wideo i Sąd Najwyższy: Lekcje dla społeczności naukowej w związku z Brown v. Entertainment Merchant's Association. Am Psychol. 2013;68: 57-74. [PubMed]
19. Ferguson CJ. Gry wideo i przemoc wśród młodzieży: analiza prospektywna u młodzieży. J Youth Adolesc. 2011;40: 377-391. [PubMed]
20. Ferguson CJ, Garza A, Jerabeck J, Ramos R, Galindo M. W końcu nie warto się denerwować? Przekrojowe i prospektywne dane na temat gwałtownej gry wideo wpływają na agresję, zdolność widzenia poznawczego i zdolności matematyczne w próbie młodzieży. J Youth Adolesc. 2013;42: 109-122. [PubMed]
21. Ferguson CJ, San Miguel C, Garza A, Jerabeck JM. Długotrwały test przemocy w grach wideo wpływa na randki i agresję: badanie 3-u na podłużne lata młodzieży. J Psychiatr Res. 2012;46: 141-146. [PubMed]
22. Schwarzer G. 2010 meta: Metaanaliza z R. Dostępne o cran.r-project.org/package=meta. Dostęp do lipca 5, 2017.
23. Adachi PJC, Willoughby T. Podłużne powiązanie między konkurencyjną grą wideo a agresją wśród młodzieży i młodych dorosłych. Dziecko Dev. 2016;87: 1877-1892. [PubMed]
24. Anderson CA, et al. Długotrwałe skutki brutalnych gier wideo na agresję w Japonii i Stanach Zjednoczonych. Pediatria. 2008;122: e1067 – e1072. [PubMed]
25. Breuer J, Vogelgesang J, Quandt T, Festl R. Gwałtowne gry wideo i agresja fizyczna: Dowody na efekt selekcji wśród młodzieży. Psychol Pop Media Cult. 2015;4: 305-328.
26. Bucolo D. 2010. Gwałtowna ekspozycja gier wideo i agresja fizyczna w okresie dojrzewania: testy ogólnego modelu agresji. Rozprawa doktorska (University of New Hampshire, Durham, NH)
27. Fikkers KM, Piotrowski JT, Lugtig P, Valkenburg PM. Rola postrzeganych norm rówieśniczych w relacji między ekspozycją na przemoc w mediach a agresją młodzieży. Media Psychol. 2016;19: 4-26.
28. Gentile DA, et al. Ocena wielopoziomowego programu zapobiegania otyłości u dzieci: Zmień to, co robisz, oglądaj i żuj. BMC Med. 2009;7: 49. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
29. Gentile DA, Li D, Khoo A, Prot S, Anderson CA. Mediatorzy i moderatorzy długoterminowych efektów brutalnych gier wideo na agresywne zachowanie: praktyka, myślenie i działanie. JAMA Pediatr. 2014;168: 450-457. [PubMed]
30. Greitemeyer T, Sagioglou C. Wzdłużny związek między codziennym sadyzmem a ilością brutalnej gry wideo. Pers Individ Dif. 2017;104: 238-242.
31. Hirtenlehner H, Strohmeier D. Czy granie w brutalne gry wideo prowadzi do większej przemocy kryminalnej wśród młodzieży? Monatsschr Kriminol. 2015;98: 444-463.
32. Hopf WH, Huber GL, Weiß RH. Przemoc medialna i przemoc wśród młodzieży: badanie podłużne 2-a. J Media Psychol. 2008;20: 79-96.
33. Hull JG, Brunelle TJ, Prescott AT, Sargent JD. Długofalowe badanie gier wideo gloryfikujących ryzyko i dewiacji behawioralnych. J Pers Soc Psychol. 2014;107: 300-325. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
34. Krahé B, Busching R, Möller I. Wykorzystanie przemocy w mediach i agresja wśród młodzieży niemieckiej: powiązania i trajektorie zmian w trójfazowym badaniu podłużnym. Psychol Pop Media Cult. 2012;1: 152-166.
35. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Wpływ patologicznych gier na agresywne zachowanie. J Youth Adolesc. 2011;40: 38-47. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
36. Möller I, Krahé B. Narażenie na brutalne gry wideo i agresję u młodzieży niemieckiej: analiza podłużna. Aggress Behav. 2009;35: 75-89. [PubMed]
37. Shibuya A, Sakamoto A, Ihori N, Yukawa S. Skutki obecności i kontekstów przemocy w grach wideo na dzieciach: badanie podłużne w Japonii. Simul Gaming. 2008;39: 528-539.
38. Staude-Müller F. Computerspielgewalt und aggression: Längsschnittliche untersuchung von selektions- und wirkungseffekten. Prax Kinderpsychol Kinderpsychiatr. 2011;60: 745-761. [PubMed]
39. von Salisch M, Vogelgesang J, Kristen A, Oppl C. Preferowanie gwałtownych gier elektronicznych i agresywnych zachowań wśród dzieci: początek spirali spadkowej? Media Psychol. 2011;14: 233-258.
40. Willoughby T, Adachi PJC, Good M. Długofalowe badanie związku między brutalną grą w gry wideo a agresją wśród młodzieży. Dev Psychol. 2012;48: 1044-1057. [PubMed]
41. Begg CB, Mazumdar M. Charakterystyka operacyjna testu korelacji rang dla błędu publikacji. Biometria. 1994;50: 1088-1101. [PubMed]
42. Duval S, Tweedie R. Nieparametryczna metoda „przycinania i wypełniania” rozliczania stronniczości publikacji w metaanalizie. J Am Stat Assoc. 2000;95: 89-98.
43. Duval S, Tweedie R. Trim and fill: Prosta metoda testowania oparta na wykresie lejkowym i dostosowania do stronniczości publikacji w metaanalizie. Biometria. 2000;56: 455-463. [PubMed]
44. Ruzni N, Idris N. Porównanie metod wykrywania stronniczości publikacji dla metaanalizy danych ciągłych. J Appl Sci. 2012;12: 1413-1417.
45. Rosenthal R. Przemoc medialna, zachowania antyspołeczne i społeczne konsekwencje małych efektów. J Society. 1986;42: 141-154.
46. Ramos RA, Ferguson CJ, Frailing K, Romero-Ramirez M. Komfortowo zdrętwiały lub po prostu kolejny film? Narażenie na przemoc medialną nie zmniejsza empatii widzów wobec ofiar prawdziwej przemocy wśród głównie hiszpańskich widzów. Psychol Pop Media Cult. 2013;2: 2-10.
47. Bartholow BD, Sestir MA, Davis EB. Korelacje i konsekwencje narażenia na przemoc w grach wideo: wroga osobowość, empatia i agresywne zachowanie. Pers Soc Psychol Bull. 2005;31: 1573-1586. [PubMed]
48. Happ C, Melzer A, Steffgen G. Superman kontra BAD człowiek? Wpływ empatii i charakteru gry w brutalnych grach wideo. Cyberpsychol Behav Soc Netw. 2013;16: 774-778. [PubMed]
49. Happ C, Melzer A, Steffgen G. Jak dobry czy zły facet - Empatia w antyspołecznych i prospołecznych grach. Psychol Pop Media Cult. 2015;4: 80-96.