Sumário
Para esclarecer e quantificar a influência da violência em videogames (VGV) sobre o comportamento agressivo, realizamos uma meta-análise de todos os estudos prospectivos realizados até o momento que avaliaram a relação entre a exposição a VGV e a subsequente agressão física. A estratégia de pesquisa identificou os estudos 24 com mais de 17,000 participantes e os intervalos de tempo variando de 3 meses a 4 anos. As amostras compreendiam várias nacionalidades e etnias com idades médias desde 9 até 19 anos. Para cada estudo, obtivemos o coeficiente de regressão padronizado para o efeito prospectivo do VGV na agressão subsequente, controlando para a agressão inicial. O VGV foi relacionado à agressão usando modelos fixos [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] e efeitos aleatórios [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Quando todas as covariáveis disponíveis foram incluídas, o tamanho do efeito permaneceu significativo para ambos os modelos [β = 0.080 (0.065, 0.094) e β = 0.078 (0.053, 0.102), respectivamente]. Nenhuma evidência de viés de publicação foi encontrada. Etnia era um moderador estatisticamente significativo para os modelos de efeitos fixos (P ≤ 0.011), mas não para os modelos de efeitos aleatórios. Análises estratificadas indicaram que o efeito foi maior entre os brancos, intermediário entre os asiáticos e não significativo entre os hispânicos. A discussão enfoca as implicações de tais descobertas para os debates atuais sobre os efeitos dos videogames violentos na agressão física.
Uma controvérsia se desenvolveu sobre a relação do jogo violento de videogame e agressão (1-4). Enquanto a maioria daqueles que realizam pesquisas sobre esse tópico argumentam que jogar esses jogos aumenta o comportamento agressivo, uma minoria vocal argumenta que a relação entre o jogo e o comportamento agressivo do mundo real é, na melhor das hipóteses, exagerada e na pior das hipóteses espúria. A controvérsia teve importantes implicações no mundo real. Em 2011, o Supremo Tribunal dos EUA derrubou um estatuto da Califórnia destinado a limitar as compras e aluguéis de videogames extremamente violentos por crianças (5). A opinião da maioria expressou ceticismo sobre a importância dos efeitos dos videogames violentos, comparando-os a um “passatempo inofensivo” (5).
Violent Video Game Play e Agressão
O caso que o jogo violento de videogame aumenta o comportamento agressivo foi feito com mais força por Anderson et al. (6; veja também refs. 7 e 8). Especificamente, esses autores empreenderam uma metanálise abrangente da literatura sobre o impacto do jogo violento de videogame em seis categorias de resposta agressiva: cognição, afeto, excitação, empatia / sensibilização à violência, comportamento agressivo evidente e comportamento franco prosocial. Sua meta-análise examinou os efeitos de mais de 130 relatórios de pesquisa com base em mais de participantes 130,000. Com base nessas análises, os autores concluíram que o jogo violento de videogame está positivamente associado a comportamento agressivo, cognição agressiva e afeto agressivo, bem como negativamente associado à empatia por vítimas de violência e ao comportamento pró-social. Além disso, os autores concluíram que esses efeitos são estatisticamente confiáveis em estudos experimentais, transversais e longitudinais, observados em culturas, gêneros e tipos de jogos (por exemplo, primeira vs. terceira perspectiva; alvos humanos versus alvos não humanos; adiante), e estudos metodologicamente superiores tendem a produzir efeitos maiores. Uma metanálise mais recente de Greitemeyer e Mügge (9) chegou a conclusões semelhantes.
Embora saudado por alguns como conclusivamente demonstrando uma ligação entre o jogo violento de videogame e agressão (7), o Anderson et al. (6) meta-análise não diminuiu o ceticismo entre uma minoria vocal de pesquisadores (10). Numa vasta gama de artigos, Ferguson (2, 11-16) criticou quatro críticas a pesquisas que pretendem mostrar que a violência em videogames (VGV) aumenta a agressão no mundo real: (imuitos estudos que apóiam tal ligação usam medidas de “agressão não séria” (por exemplo, acessibilidade de palavras relacionadas à agressão, sentimentos relacionados à agressão) que inflar estimativas do tamanho do efeito; (iimuitos estudos não incluem covariáveis importantes como controles estatísticos e, portanto, quaisquer efeitos observados podem ser conseqüências espúrias de relacionamentos de terceira variável; (iiiExiste um viés para publicar estudos que apóiam um VGV → link de agressão em oposição àqueles que relatam um efeito nulo; e (iv) Mesmo que se aceite a existência de uma relação VGV → de agressão, o tamanho estimado do efeito tipicamente relatado é extremamente fraco. Apesar do fato de que esses argumentos foram vigorosamente refutados por Anderson e seus colegas (8), Ferguson e seus colegas continuaram a defender sua crítica (2, 15, 17, 18). Com relação às críticas levantadas por Ferguson et al. (19-21), vale ressaltar que esses pesquisadores realizaram três rigorosos estudos longitudinais que não encontraram relação significativa entre jogo violento de videogame e agressão. Eles atribuem esses defeitos em parte a: (i) usando medidas de agressão “séria” (por exemplo, agressão física explícita), e (ii) incluindo covariáveis de controle apropriadas.
Etnia e jogo
Existe alguma evidência que apóia o potencial da etnia e da cultura para moderar os efeitos do VGV. Anderson et al. (6) notaram em sua meta-análise de comportamento agressivo em delineamentos longitudinais que o efeito VGV era um pouco maior em culturas ocidentais do que orientais e essa diferença aproximou-se da significância estatística (P = 0.07). Ao mesmo tempo, nessas comparações, as diferenças culturais foram confundidas com variações nos projetos de pesquisa, de modo que “não ficou claro se a diferença deveria ser atribuída a diferenças culturais na vulnerabilidade ou ao uso de diferentes medidas” (6).
O potencial para a etnia moderar os efeitos da exposição ao videogame na agressão foi corroborado por Ferguson (15em sua própria metanálise recente. Nesse trabalho, Ferguson encontrou uma associação estatisticamente significativa entre a exposição a videogames e o comportamento agressivo entre os estudos que usaram amostras ocidentais, mas essa relação não foi significativa entre os estudos que usaram amostras asiáticas ou hispânicas. Como esses achados metaanalíticos foram baseados em estudos que mediram a exposição a todos os videogames (em vez de se concentrar em jogos violentos), os resultados podem não falar sobre os efeitos do VGV em si, mas sustentam a visão da etnia como moderadora potencial de resultados agressivos.
Metanálise da Pesquisa Longitudinal sobre VGV e Comportamento Agressivo
A presente revisão tem como objetivo abordar os quatro argumentos descritos acima que foram feitos contra uma relação entre VGV e agressão, e reavaliar evidências de etnia como um moderador dessa relação. Ao revisar a literatura, nos concentramos no que consideramos ser o teste mais rigoroso e apropriado do videogame violento → hipótese da agressão: desenhos longitudinais que examinam a associação de jogos violentos de videogame em um ponto no tempo com agressão física explícita em um cenário subseqüente. ponto no tempo, enquanto covaria a agressão anterior. Ao nos concentrarmos em agressão física explícita, evitamos a crítica de que outras medidas não agressivas de agressão inflaram falsamente o tamanho do efeito visto na literatura. Ao realizar uma meta-análise, podemos estimar o tamanho médio, a confiabilidade estatística e a heterogeneidade de efeitos na literatura. Isso nos permite examinar até que ponto essas estimativas variam em função de (i) as covariáveis estatísticas incluídas por investigadores individuais e (ii) a cultura / etnia do participante. Finalmente, procuramos evidências de viés de publicação usando uma variedade de métodos.
De Depósito
Recuperação e Seleção de Estudos.
Foram pesquisadas as bases de dados eletrônicas PsycInfo, PubMed, Web of Science e ERIC usando combinações de palavras-chave associadas a jogos de videogame (videogame * OU videogame * OU gam de computador * OU gam eletrônico), desenhos longitudinais (longitudinais OU prospectivos) e comportamento agressivo (agress * OR violen * OU delinquen *). A pesquisa incluiu artigos publicados até abril 1, 2017. Estudos de qualquer país eram elegíveis para inclusão, e aqueles publicados em outros idiomas além do inglês eram elegíveis para inclusão, desde que pudessem ser traduzidos para o inglês. Artigos, dissertações e capítulos de livros eram elegíveis para inclusão, independentemente de terem sido publicados ou não publicados.
Para ser elegível para inclusão na meta-análise, os estudos devem ter medido a exposição violenta ao videogame e a agressão física em um ponto no tempo e medir a agressão física pelo menos 3 semanas mais tarde. Como a relação de interesse é específica de um subconjunto de videogames com conteúdo violento ou maduro, os estudos foram excluídos se avaliassem a exposição total ao videogame (em vez da exposição a jogos violentos ou amadurecidos) ou se avaliassem a exposição a filmes violentos ou mídia diferente de jogos de vídeo. Apenas estudos que mediram agressão física real e física foram incluídos, com base na perspectiva de que mudanças na cognição induzidas por videogames (por exemplo, atitudes, viés de atribuição), emoção (por exemplo, hostilidade, dessensibilização emocional), sentimentos (por exemplo, empática preocupação) e excitação são principalmente importantes na medida em que elucidam processos psicológicos que podem servir como mediadores para um efeito comportamental estabelecido. Auto-relatos de comportamento agressivo do mundo real foram medidas de agressão aceitáveis, assim como avaliações similares fornecidas por pais, professores ou colegas. Relatos utilizando cenários hipotéticos e relatos restritos à agressão verbal não foram considerados como medidas aceitáveis. Finalmente, a busca foi restrita a desenhos longitudinais, dada a sua força na redução da plausibilidade da causalidade reversa. Embora restringir a revisão a estudos longitudinais do mundo real, a agressão física manifesta não impede estudos que usam delineamentos experimentais, elimina de consideração aqueles experimentos baseados em laboratório cujos efeitos podem ser criticados como envolvendo apenas efeitos temporários sobre o comportamento. Cada conjunto de autores para os estudos resultantes foram contatados para investigar qualquer informação que pudessem ter sobre outros estudos longitudinais publicados ou não publicados de jogo de vídeo e agressão.
Para todos os estudos, a estimativa do tamanho do efeito utilizado foi o coeficiente de regressão padronizado associado ao jogo violento de videogame e à subsequente agressão física, calculada incluindo a agressão prévia como covariável. Essa estimativa foi preferida a uma correlação de ordem zero, porque caracteriza melhor a relação de interesse, ou seja, o vínculo entre a exposição violenta ao videogame e a subsequente mudança na agressão, que exige que a agressão prévia seja levada em consideração. Além disso, na medida em que os pesquisadores incluíram covariáveis além do jogo violento de videogames e agressões anteriores em seus efeitos originalmente publicados, entramos em contato com cada equipe de pesquisa e solicitamos que eles fornecessem o coeficiente de regressão padronizado associado ao jogo de videogame violento de base quando usado para predizer subseqüentes agressão física ao covariar: (i) agressão física de base apenas e (iiagressão física e gênero.
Análise Estatística.
Nós estimamos os efeitos globais e a heterogeneidade nos tamanhos de efeito usando efeitos fixos e modelos metaanalíticos de efeitos aleatórios. Em seguida, testamos se algumas das heterogeneidades observadas eram previsíveis a partir de três características de estudo identificáveis: etnia participante maioritária, idade média dos participantes no início do estudo e tempo de atraso longitudinal na medição da agressão. Por fim, realizamos análises de viés de publicação descritas em detalhes abaixo. Usámos tanto o SPSS v20 como o pacote R “meta” (22) para realizar meta-análises e análises de viés de publicação.
Resultados
Resultados da pesquisa de literatura.
Por fim, nossa pesquisa resultou em estudos 24 (19-21, 23-40) (tabela 1), dos quais apenas 5 apareceu na metanálise anterior por Anderson et al. (6) e 8 dos quais apareceram numa meta-análise mais recente de Greitemeyer e Mügge (9). Esses estudos incluíram participantes da 17,000 de uma ampla variedade de países (Áustria, Canadá, Alemanha, Japão, Malásia, Holanda, Cingapura e Estados Unidos). A idade média dos participantes variou de 8.9 a 19.3 y, e o intervalo de tempo longitudinal variou de 3 a pouco mais de 4 y. A grande maioria desses estudos mediu o jogo violento de videogame e comportamento agressivo em um ponto inicial no tempo e então usou ambas as medidas para prever o comportamento agressivo subsequente em uma análise de regressão simultânea (ou análise de caminho ou modelo de equação estrutural), incluindo uma variedade de controle covariáveis. Todos os estudos mediram a exposição a videogames violentos em vez de manipular experimentalmente a exposição a videogames.
Tabela 1.
Estudos longitudinais sobre VGV e agressão
| autores | Ano | Nacionalidade | Etnia principal | Medida de agressão física | n | Média de idade T1* | Lag (anos) | Covariáveis que não sejam a agressão inicial | ||
| nenhum | Gênero | Todos os Produtos | ||||||||
| Adachi e Willoughby (23) | 2016 | canadense | Branco | Agressão direta (física e verbal) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | Japonês | Asiático | Escala de agressão física do traço | 181 | ∼13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | Japonês | Asiático | Agressão física no mês passado | 1,050 | ∼15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | americano | Branco | Índice de professor, pares e auto-relatos, ano letivo atual | 364 | ∼10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | Alemão | Branco | Questionário de Agressão de Buss e Perry (físico, dois itens) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | Alemão | Branco | Questionário de Agressão de Buss e Perry (físico, dois itens) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | americano | Branco | Questionário de Agressão de Buss e Perry (físico, cinco itens) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | americano | hispânico | Checklist de Comportamento Infantil Youth Self-Report, agressão, criança (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et al. (21)‡ | 2012 | americano | hispânico | Checklist de Comportamento Infantil Youth Self-Report, agressão, criança (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et al. (20)‡ | 2013 | americano | hispânico | Checklist de Comportamento Infantil Youth Self-Report, agressão, criança (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et al. (27) | 2016 | Neerlandês | Branco | Agressão física | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | americano | Branco | Lutas auto-relatadas, avaliação do professor de agressão física | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Singapore | Asiático | Seis itens avaliando agressão física | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer e Sagiogluo (30) | 2017 | americano | Branco | Questionário de Agressão de Buss e Perry (físico, dois itens) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner e Strohmeier (31) | 2015 | Austríaco | Branco | Violência pessoal | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf et al. (32) | 2008 | Alemão | Branco | Violência do estudante | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al. (33) | 2014 | americano | Branco | Atingir membros não familiares, enviados para o escritório da escola para lutar | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Subamostra 1 | Branco | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Subamostra 2 | hispânico | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Subamostra 3 | Asiático | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | Alemão | Branco | Auto-relatado (cinco itens) e agressão física relatada pelo professor (um item) | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Neerlandês | Branco | Questionário de Agressão de Buss & Perry (físico, sete itens) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller e Krahé (36)†,‡ | 2009 | Alemão | Branco | Questionário de Agressão de Buss & Perry (físico, sete itens) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al. (37)† | 2008 | Japonês | Asiático | Questionário de Agressão de Buss e Perry (físico, seis itens) | 498 | ∼10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | Alemão | Branco | "Agressividade-inclinação" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | Alemão | Branco | Nomeação de pares, classificação de professores: variável latente | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | canadense | Branco | Agressão direta (evidente). Efeito relaciona jogo de videogame violento sustentado 9 – 12 com inclinação agressiva | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Nota: von Salisch et al. (39) usou apenas nomeações de pares e avaliações de professores para medir a agressão; todos os outros estudos incluíram medidas de agressão autorreferidas.
tabela 1 resume as principais características desses estudos, incluindo a nacionalidade dos participantes e nossa categorização dos participantes como representantes de três etnias principais: branca, hispânica e asiática. Além disso, a tabela inclui uma breve descrição da medida de agressão física utilizada, idade média dos participantes no início do estudo, defasagem de tempo para avaliação da agressão física subsequente e estimativas do tamanho do efeito sem covariáveis além da agressão inicial, com agressão inicial e sexo, e com todas as covariáveis incluídas no relatório original.
Análises Básicas.
Estimativas do tamanho do efeito usando apenas lag autoregressivo como covariável.
Para todos os conjuntos de dados, com exceção de um, conseguimos obter estimativas do coeficiente de regressão padronizado associando apenas o jogo violento inicial de videogame com a agressão física subseqüente, reduzindo a agressão física inicial (tabela 1). Uma metanálise de efeitos fixos produziu um coeficiente médio de β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001, e uma estatística Q, χ2(22) = 61.820, P <0.001, que indicou heterogeneidade significativa. Uma meta-análise de efeitos aleatórios de Hedges-Vevea produziu estimativas de tamanho de efeito semelhantes, β = 0.106, IC de 95% = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001, e uma estatística Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, indicando heterogeneidade não significativa.
Estimativas do tamanho do efeito usando lag autorregressivo mais covariáveis.
Foram realizadas análises subseqüentes que envolveram estimativas ajustadas para todas as covariáveis usadas nos resultados originalmente relatados da 24. A maioria dos estudos relatou estimativas positivas indicando que o jogo violento de videogame foi associado com aumentos ao longo do tempo na agressão física controlando para agressão prévia e todas as outras covariáveis.
Uma metanálise de efeitos fixos produziu um coeficiente médio de β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001, e uma estatística Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (indicando heterogeneidade significativa). Uma análise de efeitos aleatórios de Hedges-Vevea produziu estimativas de tamanho de efeito semelhantes, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001, e uma estatística Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, indicando heterogeneidade não significativa. (Os resultados das análises que incluíram tanto o atraso autoregressivo quanto o sexo como covariáveis ficaram entre as estimativas dessas duas análises. Eles estão disponíveis pelos autores mediante solicitação.)
Viés de publicação.
Realizamos três análises para avaliar o possível viés de publicação, nenhum dos quais encontrou evidências de superestimação do efeito na literatura. Rosenthal à prova de falhas n estimativas indicaram que em excesso de 700 resultados nulos seriam necessários para comprometer a conclusão de que existe uma relação longitudinal positiva entre jogo de videogame violento e agressão física (estimativas usando apenas a covariada de regressão autoregressiva de agressão, Fail-Safe n = 1,334; estimativas usando todas as covariáveis, Fail-Safe n = 723). O Begg e Mazumdar (41correlação de classificação τ-b não foi significativo para o modelo de efeitos aleatórios que incluiu apenas o atraso autoregressivo da agressão anterior, τ-b = −0.269, P = 0.072, e o modelo que incluiu todas as covariáveis, τ-b = −0.033, P = 0.823. Finalmente, uma análise de recorte e preenchimento (42, 43) aplicado a esses dados não adicionou nenhum efeito à distribuição, indicando mais uma vez a falta de viés de publicação.
Análises do Moderador.
Para explorar potenciais moderadores desses efeitos observados, examinamos a variação nas estimativas do tamanho do efeito associadas a três características do estudo: etnia participante, idade e intervalo de tempo entre as medidas de agressão.
Etnia.
Análises de moderadores foram realizadas para testar a variação nos tamanhos de efeito em função da etnia dos participantes. Em todos, exceto um caso, os estudos foram categorizados com base na etnia predominante da amostra: branca, hispânica ou asiática (tabela 1). No caso do estudo de Hull et al. (33) foi possível calcular os tamanhos de efeito separadamente para cada uma dessas categorias étnicas com base na autoidentificação de cada participante. Embora todas as outras análises usassem as estimativas gerais do tamanho do efeito de Hull et al. amostra total (n = 2,723), as análises que testam o efeito moderador da etnia envolveram os tamanhos de efeito específicos associados a cada um dos três Hull et al. subamostras: Branco (n = 1,831), hispânico (n = 442) e asiáticos / ilhas do Pacífico (n = 49).
Uma análise de moderador de efeitos fixos usando as três categorias étnicas tabela 1 aplicada às estimativas de "atraso autorregressivo" gerou um efeito moderador significativo, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Análises separadas indicaram que o efeito foi maior entre os participantes brancos, intermediário entre os participantes asiáticos, e menor entre os participantes hispânicos (ver FIG. 1 para estimativas dentro de cada grupo, além das estimativas gerais baseadas nessas amostras de estudo). A análise de moderadores de efeitos fixos usando duas categorias étnicas de hispânico versus não hispânico também produziu um efeito moderador significativo, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Tanto a comparação do moderador de efeitos aleatórios de três etnias quanto a comparação de efeitos aleatórios de amostras hispânicas versus não-hispânicas aproximaram-se da significância, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077 e χ2(1) = 3.745, P = 0.053, respectivamente].
Coeficientes de regressão padronizados (β) associando jogos de videogame violentos de base com subsequente agressão física, incluindo um atraso autorregressivo para agressão e com base em dados selecionados para análises de moderadores de etnia. O tamanho do efeito estimado β (ES; quadrado) e o intervalo de confiança 95% (IC; linhas) são exibidos para todos os efeitos inseridos na meta-análise (19-21, 23-31, 33-40). Os diamantes representam a média ponderada metaanalítica β. Porcentagens de peso para efeitos fixos e modelos de efeitos aleatórios são rotulados como W (fix) e W (rand), respectivamente. Para estudos com várias amostras independentes, o resultado de cada amostra é relatado separadamente e numerado como 1, 2 ou 3.
Uma análise de moderador de efeitos fixos usando três categorias étnicas aplicadas às estimativas de "todas as covariáveis" gerou um efeito moderador significativo, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, da mesma forma como observado anteriormente. Neste caso, nem a comparação do moderador de efeitos aleatórios de três etnias, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, nem a comparação hispânica versus não hispânica, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, alcançou significância estatística.
Atraso.
Uma análise de moderador de efeitos fixos usando três categorias de intervalo de tempo (menor que 1 y, 1 y, mais do que 1 y) aplicadas às estimativas de “atraso autoregressivo somente” gerou um efeito moderador significativo, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Análises separadas indicaram que o efeito foi maior nos estudos com um intervalo de mais de 1 ano, β = 0.157, IC de 95% = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 e menor em estudos com um atraso igual a 1 y, β = 0.094, IC 95% = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001 ou menos de 1 ano, β = 0.095, IC 95% = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Uma análise de moderador de efeitos aleatórios não atingiu níveis convencionais de significância, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Era.
Uma análise de moderador de efeitos fixos usando duas categorias de idade (idade 12 e mais jovem, idade 13 e mais velhos) produziu um efeito moderador que aproximou a significância, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Análises separadas indicaram que o efeito foi ligeiramente maior em estudos que examinaram os efeitos entre crianças mais velhas, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, do que aqueles com crianças mais novas, β = 0.097, IC 95% = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Uma análise de moderador de efeitos aleatórios não atingiu níveis convencionais de significância, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Discussão
Pesquisadores foram divididos com relação à questão de se jogar videogames violentos está associado a subseqüentes aumentos na agressão física. Embora a maioria dos pesquisadores tenha argumentado em favor de tal associação, uma minoria vocal afirmou que a evidência existente é falha em vários aspectos. Nossos resultados falam de três das quatro críticas específicas a essa literatura descritas anteriormente.
Primeiro, para responder às críticas de que muitos estudos existentes usavam medidas "não graves" de agressão (por exemplo, cognições ou afetos agressivos), limitamos nossa meta-análise a estudos que mediram mudanças na agressão física explícita ao longo de meses ou anos. Nossos resultados demonstraram um efeito meta-analítico confiável em estudos longitudinais, mesmo quando se controla os níveis basais de agressão física, sugerindo que os efeitos dos videogames violentos se estendem a comportamentos significativos no mundo real.
Em segundo lugar, para responder aos argumentos de que as estimativas desse efeito eram espúrias com base na falha em incluir controles estatísticos adequados, conduzimos nossas análises primeiro com agressão basal como única covariável e novamente com todas as covariáveis originalmente incluídas em cada estudo. Os resultados mostraram que a inclusão de covariáveis parece ter apenas um pequeno impacto sobre a associação estimada de jogo e agressão. De fato, para dois dos três estudos relatados por Ferguson et al. (20, 21), a inclusão de suas covariáveis preferidas aumentou ligeiramente o tamanho da associação (tabela 1).
Terceiro, enquanto as metanálises existentes têm sido criticadas por não levar em conta o potencial de viés de publicação, não observamos evidências de que estudos com tamanhos de efeito nulos ou negativos tenham sido subrepresentados na literatura, apesar de usar três abordagens analíticas diferentes para avaliar o viés de publicação. É importante ressaltar que as abordagens analíticas usadas para chegar a essa conclusão demonstraram possuir qualidades complementares: a técnica de trim-and-fill possui alto poder estatístico, mas uma alta taxa de erro tipo I, enquanto o teste de correlação de Begg e Mazumdar tem menor poder, mas praticamente não produz erros do tipo I (44). O fato de ambos os testes chegarem à mesma conclusão sugere que os resultados são confiáveis.
Com relação à quarta crítica, focada no tamanho desses efeitos, nossa meta-análise produziu um tamanho de efeito modesto de ≈0.11 quando covariáveis adicionais não foram incluídas. Ferguson e seus colegas notaram que um coeficiente de regressão de 0.10 está associado apenas a 1% da variância no resultado e concluiu que isto é tão pequeno que não tem sentido. No entanto, outros argumentaram que os coeficientes de regressão ao quadrado fornecem uma métrica menos apropriada para julgar a significância prática dos efeitos em comparação com as estimativas de risco relativo (1, 45). De fato, Rosenthal (45) argumentou que a dependência r2 Os valores para interpretar os tamanhos dos efeitos são particularmente problemáticos no contexto do estudo de comportamentos antissociais, como a agressão, afirmando que “nossa capacidade de prever e controlar o comportamento antissocial não é trivial em termos práticos, apesar do aparentemente pequeno r2s obtidos na maioria dos estudos ”(45). Independentemente da definição subjetiva de um tamanho de efeito significativo, é claro que existe um efeito estatisticamente significativo e confiável na literatura.
Embora nosso estudo apoie uma visão cética das críticas acima mencionadas da literatura sobre VGV e agressão, nossos resultados oferecem uma possível explicação alternativa para as conclusões divergentes alcançadas por pesquisadores em lados opostos do debate. Especificamente, encontramos evidências de que o efeito do VGV na agressão é moderado pela etnia da amostra, com os participantes Brancos mostrando o efeito mais forte e os participantes Hispânicos mostrando nenhum efeito significativo. Os efeitos para os participantes asiáticos caíram entre os dos outros dois grupos.
A possibilidade de que os efeitos dos videogames violentos sobre a agressão sejam moderados pela etnia foi levantada em uma metanálise anterior feita por Anderson et al. (6) que incluiu amostras ocidentais e asiáticas (mas não hispânicas). Ao mesmo tempo, esses autores descobriram que:i) o efeito moderador da etnia só se aproximou dos níveis convencionais de significância e (ii) não pode ser desvinculado da variação na metodologia de pesquisa. Uma meta-análise subsequente de Ferguson (15) replicou e ampliou este achado, mostrando que os efeitos de videogame estavam presentes entre as amostras ocidentais, mas não asiáticas ou hispânicas. No entanto, como essas análises envolveram estudos de todos os tipos de design (incluindo não-longitudinais) e não levaram em consideração o tipo de jogo (violento versus não-violento) nas medições de exposição dos videogames, os resultados não falam diretamente sobre a questão Efeitos VGV ao longo do tempo.
Em contraste, a presente meta-análise focou especificamente em estudos de exposição violenta a videogames que usaram desenhos longitudinais e expandiram os achados de Anderson et al. (6) incluindo muitos estudos longitudinais publicados desde e distinguindo os hispânicos, além das amostras branca e asiática. Nossos resultados mostraram um efeito de moderação estatisticamente significante da etnia (embora usando estimativas de efeitos fixos), de tal forma que a associação mais forte foi observada entre amostras brancas, uma associação intermediária para amostras asiáticas e uma pequena associação não significante para amostras hispânicas. Dito isto, dado o pequeno número de estudos com amostras hispânicas, mais estudos dessa população são claramente necessários antes de se fazer conclusões firmes sobre o efeito de jogos violentos nesse grupo.
Mesmo que as diferenças entre os grupos étnicos sejam estabelecidas, permanece a questão de por que a etnia pode moderar a influência de videogames violentos no comportamento agressivo. Anderson et al. (6) elaborou cinco razões para esperar tamanhos menores de efeito de mídia em sociedades orientais do que ocidentais. Especificamente, eles discutem as diferenças entre culturas em: (icomo a violência é contextualizada na mídia; (iia medida em que os indivíduos atendem ao contexto situacional de ação; (iiio significado, experiência e processamento de emoções; (ivo contexto público-privado em que os videogames são tipicamente jogados; e (v) as redes sociais dos jogadores. Por estas razões, nós adicionaríamos variação entre culturas no sentido de ser um perpetrador e uma vítima de agressão. Nessa perspectiva, culturas que promovem responsabilidade social e empatia em relação a vítimas de violência podem diminuir os efeitos da jogabilidade violenta, levando os indivíduos a se distanciarem psicologicamente de sua virtual agressão e de suas implicações para seus valores pessoais e comportamento no mundo real. Por outro lado, culturas que promovem o individualismo robusto e uma mentalidade guerreira podem levar os indivíduos a se identificarem com o papel de agressores e abafarem a simpatia por suas vítimas virtuais, com consequências para seus valores e comportamento fora do jogo.
Com relação a tal relato da moderação baseada na etnia do efeito do VGV na agressão observada na meta-análise atual, Anderson et al. (6) descobriram que a cultura moderou o impacto do jogo violento de videogames na dessensibilização à violência e empatia, de tal forma que os participantes das culturas ocidentais mostraram maior dessensibilização e maiores reduções na empatia do que os das culturas orientais. Resultados de Ramos et al. (46) sugerem que, semelhantes aos das culturas orientais, os participantes hispânicos parecem manter a empatia pelas vítimas diante das representações de violência na mídia. Com relação à dessensibilização e à diminuição da empatia como causa do impacto do VGV na agressão subsequente, Bartholow et al. (47) descobriram que a empatia mediava o impacto do VGV na agressão em um projeto experimental. Ao mesmo tempo, enquanto a empatia pela vítima do VGV pode diminuir a agressão subsequente, a empatia pelos perpetradores pode, na verdade, aumentar a agressão subsequente motivando a justificação de suas ações (por exemplo, refs. 48 e 49). Obviamente, embora nosso relato seja consistente com uma variedade de achados empíricos, pesquisas adicionais são necessárias para estabelecer a empatia como um mediador plausível da influência moderadora observada da etnia sobre a agressão na meta-análise atual.
Conclusão
Com base nessa metanálise, concluímos que jogar videogames violentos está associado a níveis mais altos de agressão física evidente ao longo do tempo, depois de contabilizar a agressão anterior. Essas descobertas apóiam a alegação geral de que o jogo violento de videogame está associado ao aumento da agressão física ao longo do tempo. Além disso, os resultados falam de três críticas específicas a essa literatura, demonstrando:i) que o jogo violento de videogame está associado a aumentos nas medidas de comportamento agressivo sério (isto é, agressão física explícita),ii) que as estimativas deste efeito são apenas ligeiramente reduzidas pela inclusão de covariáveis estatísticas, e (iii) não encontrando evidência de viés de publicação.
Os resultados sugerem ainda que o efeito do VGV na agressão pode ser moderado pela etnia da amostra, de modo que é mais fortemente observado entre os participantes brancos, menos forte, mas de forma confiável, observada entre os participantes asiáticos e não confiável entre os participantes hispânicos. Além disso, projetos que envolvem longos períodos de tempo parecem estar associados a efeitos maiores, uma constatação consistente com observações em estudos de ondas múltiplas (por exemplo, ref. 33).
Em suma, os resultados da nossa meta-análise colocam sérios desafios a várias das principais críticas da literatura que ligam a VGV à agressão física, e oferecem uma explicação simples para os resultados inconsistentes de pesquisadores em lados opostos do debate. Esperamos que essas descobertas ajudem o campo a superar a questão de saber se os videogames violentos aumentam o comportamento agressivo e as perguntas sobre por que, quando e para quem eles têm tais efeitos.
Notas de rodapé
Os autores declaram não haver conflito de interesses.
Este artigo é uma submissão direta PNAS.
Este artigo resulta do Colóquio Arthur M. Sackler da Academia Nacional de Ciências, “Mídia Digital e Mentes em Desenvolvimento”, realizado em outubro 14-16, 2015, no Centro Arnold and Mabel Beckman das Academias Nacionais de Ciências e Engenharia em Irvine CA. O programa completo e as gravações em vídeo da maioria das apresentações estão disponíveis no site do NAS em www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
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