Abstrakt
För att klargöra och kvantifiera inverkan av videospelvåld (VGV) på aggressivt beteende genomförde vi en metaanalys av alla framtida studier hittills som bedömde sambandet mellan exponering för VGV och efterföljande öppen fysisk aggression. Sökstrategin identifierade 24-studier med över 17,000 deltagare och tidsfördröjningar som sträcker sig från 3 månader till 4 år. Proverna omfattade olika nationaliteter och etniciteter med medelålder från 9 till 19 år. För varje studie erhöll vi den standardiserade regressionskoefficienten för den potentiella effekten av VGV på efterföljande aggression, vilket kontrollerade för baslinjeaggression. VGV var relaterad till aggression med användning av både fasta [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] och modeller för slumpmässiga effekter [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. När alla tillgängliga kovariater inkluderades förblev storleken på effekten signifikant för båda modellerna [ß = 0.080 (0.065, 0.094) respektive β = 0.078 (0.053, 0.102)]. Inga bevis för publiceringsförskjutning hittades. Etnicitet var en statistiskt signifikant moderator för modellerna med fasta effekter (P ≤ 0.011) men inte för modellerna med slumpmässiga effekter. Stratifierade analyser indikerade att effekten var störst bland vita, mellanliggande bland asiater och obetydlig bland latinamerikaner. Diskussionen fokuserar på konsekvenserna av sådana fynd för pågående debatter om effekterna av våldsamma videospel på fysisk aggression.
En kontrovers har utvecklats om förhållandet våldsamt videospel och aggression (1-4). Medan majoriteten av dem som bedriver forskning om detta ämne hävdar att att spela sådana spel ökar aggressivt beteende, har en vokal minoritet hävdat att förhållandet mellan spel och aggressivt beteende i verkligheten i bästa fall är överskattat och i värsta fall falskt. Kontroversen har haft viktiga verkliga konsekvenser. I 2011 slog USA: s högsta domstol en stad i Kalifornien för att begränsa inköp och uthyrning av extremt våldsamma videospel av barn (5). Flertalet åsikter uttryckte skepsis kring vikten av effekterna av våldsamma videospel, och liknade dem till ett "ofarligt tidsfördriv" (5).
Våldsam videospel och aggression
Fallet att våldsam videospel ökar aggressivt beteende har gjorts mest kraftfullt av Anderson et al. (6; se även ref. 7 och 8). Specifikt genomförde dessa författare en omfattande metaanalys av litteraturen om effekterna av våldsamt videospel på sex kategorier av aggressivt svar: kognition, affekt, upphetsning, empati / sensibilisering för våld, öppet aggressivt beteende och öppet prosocialt beteende. Deras metaanalys undersökte effekter från över 130 forskningsrapporter baserade på över 130,000 deltagare. På grundval av dessa analyser drog författarna slutsatsen att våldsam videospel är positivt förknippat med aggressivt beteende, aggressiv kognition och aggressiv påverkan, samt negativt förknippad med empati för offren för våld och med prosocialt beteende. Författarna drog vidare slutsatsen att dessa effekter är statistiskt tillförlitliga i experimentella, tvärsnittsstudier och longitudinella studier, observeras över kulturer, kön och speltyper (t.ex. första och tredje personperspektiv; mänskliga och icke-mänskliga mål, och så framåt), och att metodiskt överlägsna studier tenderade att ge större effekter. En nyare metaanalys av Greitemeyer och Mügge (9) kom till liknande slutsatser.
Även om de hyllas av vissa som slutgiltigt visar en koppling mellan våldsamt videospel och aggression (7), Anderson et al. (6) metaanalys minskade inte skepsisen bland en vokal minoritet av forskare (10). I ett brett spektrum av artiklar, Ferguson (2, 11-16) har utjämnat fyra kritiker mot forskning som påstås visa att våld i videospel (VGV) ökar agens i den verkliga världen: (i) Många studier som stöder en sådan länk använder mått på ”nonserious aggression” (t.ex. tillgänglighet av aggresionsrelaterade ord, aggressionrelaterade känslor) som blåser upp beräkningar av effektstorlek; (ii) Många studier inkluderar inte viktiga kovariater eftersom statistiska kontroller och följaktligen kan eventuella observerade effekter vara falska konsekvenser av tredje variabla samband; (iii) det finns en partiskhet att publicera studier som stöder en VGV → aggressionlänk i motsats till dem som rapporterar en nolleffekt; och (iv) även om man accepterar förekomsten av ett VGV → aggresionsförhållande, är den uppskattade effektstorleken som normalt rapporteras extremt svag. Trots det faktum att dessa argument kraftigt har motbevisats av Anderson och hans kollegor (8), Ferguson och hans kollegor har fortsatt att stå vid sin kritik (2, 15, 17, 18). Med avseende på kritiken som Ferguson et al. (19-21), är det anmärkningsvärt att dessa forskare har genomfört tre rigorösa longitudinella studier som inte har hittat något signifikant samband mellan våldsamt videospel och aggression. De tillskriver delvis dessa effekter till: (i) använda mått på ”allvarlig” aggression (t.ex. öppen fysisk aggression) och (ii) inklusive lämpliga kontrollkovariater.
Etnicitet och spel
Det finns vissa bevis som stöder potentialen i etnicitet och kultur för att måttliga VGV-effekter. Anderson et al. (6) noterade i sin metaanalys av aggressivt beteende i längsgående konstruktioner att VGV-effekten var något större i västerländska än östra kulturer och denna skillnad närmade sig statistisk betydelse (P = 0.07). Samtidigt blandades kulturella skillnader i dessa jämförelser med variationer i forskningsdesign, så att "det var oklart om skillnaden skulle tillskrivas kulturella skillnader i sårbarhet eller användningen av olika åtgärder" (6).
Ferguson bekräftade potentialen för etnicitet för att moderera effekterna av exponering av videospel på aggression.15) i sin egen nyligen genomförda metaanalys. I det arbetet fann Ferguson en statistiskt signifikant samband mellan exponering för videospel och aggressivt beteende bland studier som använde västerländska prover, men detta förhållande var inte signifikant bland studier som använde asiatiska eller latinamerikanska prover. Eftersom dessa metaanalytiska fynd baserades på studier som mätte exponering för alla videospel (snarare än att fokusera på våldsamma spel), kanske resultaten inte talar till frågor om VGV-effekter i sig, men de stöder uppfattningen om etnicitet som en potentiell moderator av aggressiva resultat.
Metaanalys av longitudinell forskning om VGV och aggresivt beteende
Denna översyn syftar till att ta itu med de fyra argumenten som beskrivs ovan som har gjorts mot ett förhållande mellan VGV och aggression, och att ompröva bevis för etnicitet som moderator för detta förhållande. Vid granskningen av litteraturen fokuserar vi på vad vi anser för att tillhandahålla det strängaste och lämpliga testet av det våldsamma videospel → aggressionhypotesen: longitudinella mönster som undersöker föreningen med våldsam videospel vid en tidpunkt med öppen fysisk aggression vid en efterföljande punkt i tid, samtidigt som man täcker tidigare aggression. Genom att fokusera på öppen fysisk aggression undviker vi kritiken att andra otrevliga mått på aggression felaktigt blåser upp effekten i litteraturen. Genom att göra en metaanalys kan vi uppskatta medelstorleken, statistisk tillförlitlighet och heterogenitet av effekter i litteraturen. Detta gör att vi kan undersöka i vilken omfattning dessa uppskattningar varierar som en funktion av (i) de statistiska kovariaten som ingår av enskilda forskare och (ii) deltagarens kultur / etnicitet. Slutligen letade vi efter bevis på publiceringsbias med olika metoder.
Metoder
Studera hämtning och urval.
Vi sökte i de elektroniska databaserna PsycInfo, PubMed, Web of Science och ERIC med hjälp av kombinationer av nyckelord associerade med videospel (video gam * ELLER videogam * ELLER datorspel * ELLER elektronisk gam *), longitudinell design (longitudinell ELLER prospektiv), och aggressivt beteende (aggressivt * ELLER kränka * ELLER kriminellt *). Sökningen inkluderade artiklar publicerade fram till april 1, 2017. Studier från alla länder var berättigade till inkludering, och de som publicerades på andra språk än engelska var berättigade till inkludering så länge de kunde översättas till engelska. Artiklar, avhandlingar och bokkapitel var berättigade till inkludering oavsett om de publicerades eller opublicerade.
För att kunna delta i metaanalysen måste studier ha uppmätt våldsam exponering av videospel och fysisk aggression vid en tidpunkt och mäta fysisk aggression minst 3 wk senare. Eftersom intresseförhållandet är specifikt för en delmängd av videospel med våldsamt eller moget innehåll, utesluts studier om de bedömde den totala exponeringen för videospel (snarare än exponering för våldsamma eller mogna spel) eller om de bedömde exponering för våldsamma filmer eller andra media än videospel. Endast studier som mätte verklig, öppen fysisk aggression inkluderades, baserat på perspektivet att videospel-inducerade förändringar i kognition (t.ex. attityder, attributisk partiskhet), känslor (t.ex. fientlighet, emotionell desensibilisering), känslor (t.ex. empatisk) oro), och upphetsning är huvudsakligen viktigt i den mån de belyser psykologiska processer som kan fungera som medlar för en etablerad beteendevirkning. Självrapporter om verkligt aggressivt beteende var acceptabla aggresionsåtgärder, liksom liknande betyg från föräldrar, lärare eller kamrater. Rapporter som använde hypotetiska scenarier och rapporter begränsade till verbal aggression ansågs inte som acceptabla åtgärder. Slutligen begränsades sökningen till längsgående konstruktioner, med tanke på deras styrka för att minska sannolikheten för omvänd kausalitet. Även om begränsningen av granskningen till longitudinella studier av verklig värld, öppen fysisk aggression inte utesluter studier som använder experimentella mönster, avlägsnar det från laboratoriebaserade experiment vars effekter kan kritiseras som att de endast inbegriper tillfälliga effekter på beteende. Varje uppsättning författare för de resulterande studierna kontaktades för att fråga om all information de kan ha angående andra publicerade eller opublicerade longitudinella studier av videospel och aggression.
För alla studier var den uppskattade effektstorleken den standardiserade regressionskoefficienten förknippad med våldsam videospel och efterföljande fysisk aggression, beräknat medan man inkluderade tidigare aggression som ett kovariat. Denna uppskattning föredrades framför en korrelering med nollordning eftersom den bättre kännetecknar intresseförhållandet, nämligen kopplingen mellan våldsam exponering av videospel och efterföljande förändring i aggression, vilket kräver att tidigare aggression beaktas. Dessutom kontaktade vi varje forskargrupp och begärde att de skulle förse oss med den standardiserade regressionskoefficient som är förknippad med våldsam videospel när den användes för att förutse följande fysisk aggression under samarbete: (i) baslinje fysisk aggression endast och (ii) baslinje fysisk aggression och kön.
Statistisk analys.
Vi uppskattade totala effekter och heterogenitet i effektstorlekarna med både fixerade effekter och metaanalytisk modellering av slumpmässiga effekter. Vi testade sedan huruvida en del av den observerade heterogeniteten var förutsägbar utifrån tre identifierbara studieegenskaper: majoritet deltagarnas etnicitet, genomsnittlig deltagares ålder vid början av studien och longitudinell tidsfördröjning vid mätning av aggression. Slutligen utförde vi publiceringsbiasanalyser som beskrivs i detalj nedan. Vi använde både SPSS v20 och R-paketet "meta" (22) för att utföra metaanalyser och publiceringsbiasanalyser.
Resultat
Resultat för litteratursökning.
I slutändan gav vår sökning 24-studier (19-21, 23-40) (Tabell 1), varav endast 5 dök upp i den tidigare metaanalysen av Anderson et al. (6) och 8 som uppträdde i en nyare metaanalys av Greitemeyer och Mügge (9). Dessa studier inkluderade över 17,000 deltagare från en mängd olika länder (Österrike, Kanada, Tyskland, Japan, Malaysia, Nederländerna, Singapore och USA). Deltagarnas medelålder varierade från 8.9 till 19.3 y, och den längsgående tidsfördröjningen sträckte sig från 3 mo till drygt 4 y. De allra flesta av dessa studier mätte våldsamt videospel och aggressivt beteende vid en inledande tidpunkt och använde sedan båda åtgärderna för att förutsäga efterföljande aggressivt beteende i en samtidig regressionsanalys (eller bananalys eller strukturell ekvationsmodell) medan de inkluderade en mängd olika kontroller covariates. Alla studier mätte exponering för våldsamma videospel snarare än att experimentellt manipulera videospel.
Tabell 1.
Longitudinella studier på VGV och aggression
| Författarna | År | Nationalitet | Huvudsaklig etnicitet | Fysisk aggression | n | Medelålder T1* | Fördröjning (år) | Andra kovariater än initial aggression | ||
| Ingen | Kön | Alla | ||||||||
| Adachi och Willoughby (23) | 2016 | Canadian | White | Direkt aggression (fysisk och verbal) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | japanska | Asien | Egenskap fysisk aggression skala | 181 | ~13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | japanska | Asien | Fysisk aggression under den senaste månaden | 1,050 | ~15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson et al. (24)† | 2008 | amerikan | White | Index för lärare, kollegor och självrapporter, innevarande skolår | 364 | ~10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | tyska | White | Buss & Perry Aggression frågeformulär (fysiskt, två artiklar) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer et al. (25) | 2015 | tyska | White | Buss & Perry Aggression frågeformulär (fysiskt, två artiklar) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | amerikan | White | Buss & Perry Aggression frågeformulär (fysiskt, fem artiklar) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | amerikan | latinamerikan | Barnbeteende-checklista Ungdoms egenrapport, aggression, barn (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson et al. (21)‡ | 2012 | amerikan | latinamerikan | Barnbeteende-checklista Ungdoms egenrapport, aggression, barn (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson et al. (20)‡ | 2013 | amerikan | latinamerikan | Barnbeteende-checklista Ungdoms egenrapport, aggression, barn (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers et al. (27) | 2016 | Dutch | White | Fysisk aggression | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile et al. (28) | 2009 | amerikan | White | Självrapporterade slagsmål, lärares betyg av fysisk aggression | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile et al. (29) | 2014 | Singapore | Asien | Sex artiklar som bedömer fysisk aggression | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer och Sagiogluo (30) | 2017 | amerikan | White | Buss & Perry Aggression frågeformulär (fysiskt, två artiklar) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner och Strohmeier (31) | 2015 | Österrikiska | White | Personligt våld | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf et al. (32) | 2008 | tyska | White | Studentens våld | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull et al. (33) | 2014 | amerikan | White | Slår icke-familjemedlemmar, skickas till skolkontoret för strider | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Delprov 1 | White | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Delprov 2 | latinamerikan | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Delprov 3 | Asien | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé et al. (34)‡ | 2012 | tyska | White | Självrapporterad (fem artiklar) och lärarrapporterad (en artikel) fysisk aggression | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens et al. (35)‡ | 2011 | Dutch | White | Buss & Perry Aggression frågeformulär (fysiskt, sju artiklar) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller och Krahé (36)†,‡ | 2009 | tyska | White | Buss & Perry Aggression frågeformulär (fysiskt, sju artiklar) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya et al. (37)† | 2008 | japanska | Asien | Buss & Perry Aggression Frågeformulär (fysiskt, sex artiklar) | 498 | ~10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | tyska | White | ”Aggression-tilt” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch et al. (39)‡ | 2011 | tyska | White | Jämn nominering, lärarbetyg: Latent variabel | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | Canadian | White | Direkt aggression (öppen). Effekt avser långvarigt våldsamt videospel 9 – 12 med aggressiv sluttning | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Obs: von Salisch et al. (39) använde endast peer-nominationer och lärarbetyg för att mäta aggression; alla andra studier inkluderade självrapporterade mätningar av aggression.
Tabell 1 sammanfattar de viktigaste kännetecknen för dessa studier, inklusive deltagarnas nationalitet och vår kategorisering av deltagarna som representanter för tre primära etniska grupper: vit, latinamerikansk och asiatisk. Tabellen innehåller dessutom en kort beskrivning av det fysiska aggressionsåtgärd som använts, medelåldern för deltagarna vid baslinjen, tidsfördröjning för bedömning av efterföljande fysisk aggression och uppskattningar av effektstorlek utan andra kovariater än baslinjeaggression, med baslinjeaggression och kön, och med alla kovariater som ingår i den ursprungliga rapporten.
Grundläggande analyser.
Effektstorleksuppskattningar med endast autoregressiv fördröjning som ett kovariat.
För alla, utom en av datasätten, kunde vi få uppskattningar av den standardiserade regressionskoefficienten som endast associerar initiala våldsamma videospel med efterföljande fysisk aggression, vilket innebär att den fysiska aggressionen (Tabell 1). En metaanalys med fixerade effekter gav en genomsnittlig koefficient av ß = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P <0.001, och en Q-statistik, χ2(22) = 61.820, P <0.001, vilket indikerade signifikant heterogenitet. En metaanalys av slumpmässiga effekter av Hedges – Vevea gav liknande effektstorleksuppskattningar, β = 0.106, 95% KI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001, och en Q-statistik, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, vilket indikerar obetydlig heterogenitet.
Effektstorleksuppskattningar med hjälp av autoregressiv fördröjning plus kovariater.
Efterföljande analyser genomfördes som involverade uppskattningar justerade för alla kovariater som användes i 24 ursprungligen rapporterade resultat. En majoritet av studierna rapporterade positiva uppskattningar som indikerade att våldsam videospel var förknippat med ökningar över tid i fysisk aggressionskontroll för tidigare aggression och alla andra kovariater.
En metaanalys med fixerade effekter gav en genomsnittlig koefficient av ß = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P <0.001, och en Q-statistik, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (indikerar signifikant heterogenitet). En häck – Vevea slumpmässiga-analys gav liknande uppskattningar av effektstorlek, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001, och en Q-statistik, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, vilket indikerar obetydlig heterogenitet. (Resultaten från analyserna som inkluderade både den autoregressiva förseningen och könet som kovariater föll mellan uppskattningarna från dessa två analyser. De är tillgängliga från författarna på begäran.)
Bias i publicering.
Vi genomförde tre analyser för att bedöma möjliga publiceringsförspänningar, varav ingen visade bevis för övervärdering av effekten i litteraturen. Rosenthal Fail-Safe n uppskattningar indikerade att utöver 700 nollfynd skulle vara nödvändigt för att äventyra slutsatsen att ett positivt längsgående samband finns mellan våldsamt videospel och fysisk aggression (uppskattningar som endast använder aggression autoregressive lag covariate, Fail-Safe n = 1,334; uppskattningar med alla kovariater, Fail-Safe n = 723). Begg och Mazumdar (41) ranka korrelation τ-b var obetydlig för både slumpeffektsmodellen som endast inkluderade den autoregressiva fördröjningen vid tidigare aggression, τ-b = -0.269, P = 0.072, och modellen som inkluderade alla kovariater, τ-b = -0.033, P = 0.823. Slutligen en trim- och fyllningsanalys (42, 43) som tillämpas på dessa data lägger inte till några effekter i distributionen, vilket återigen indikerar brist på publiceringsbias.
Moderatoranalyser.
För att utforska potentiella moderatorer av dessa observerade effekter undersökte vi variation i uppskattningar av effektstorlek förknippade med tre studieegenskaper: deltagarnas etnicitet, ålder och tidsfördröjning mellan mått på aggression.
Etnicitet.
Moderatoranalyser genomfördes för att testa för variation i effektstorlekar som en funktion av deltagarnas etnicitet. I alla utom ett fall kategoriserades studier baserat på provets övervägande etnicitet: Vit, latinamerikansk eller asiatisk (Tabell 1). I fallet med studien av Hull et al. (33) det var möjligt att beräkna effektstorlekar separat för var och en av dessa etniska kategorier baserat på varje deltagares självidentifiering. Även om alla andra analyser använde de övergripande uppskattningarna av effektstorlek från Hull et al. totalt prov (n = 2,723), analyser som testade den modererande effekten av etnicitet involverade istället de specifika effektstorlekar som är associerade med var och en av de tre Hull et al. delprover: vit (n = 1,831), spansktalande (n = 442) och asiatisk / Stillahavsöarna (n =
En moderatoranalys med fasta effekter med de tre etniska kategorierna i Tabell 1 tillämpade på ”autoregressive lag only” -beräkningarna gav en betydande moderatoreffekt, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Separata analyser indikerade att effekten var störst bland vita deltagare, mellanliggande bland asiatiska deltagare och minsta bland spansktalande deltagare (se Fig 1 för uppskattningar inom varje grupp, utöver de totala uppskattningarna baserade på dessa studieprover). Moderatoranalysen med fasta effekter med användning av två etniska kategorier av latinamerikanska och icke-latinamerikanska gav också en betydande moderatoreffekt, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Både jämförelsen av slumpmässiga effekter av tre etniciteter och jämförelsen av slumpmässiga effekter av latinamerikanska och icke-latinamerikanska prover närmade sig betydelse, [2(2) = 5.125, P = 0.077 och χ2(1) = 3.745, P = 0.053, respektive].
Standardiserade regressionskoefficienter (β) som förknippar våldsamma videospel med baslinjen med efterföljande fysisk aggression inklusive en autoregressiv fördröjning för aggression och baserad på data valda för etnisitetsmoderatoranalyser. Uppskattad effektstorlek ß (ES; kvadrat) och 95% konfidensintervall (CI; linjer) visas för alla effekter som matats in i metaanalysen (19-21, 23-31, 33-40). Diamanter representerar metaanalytiskt viktat medelvärde ß. Viktprocent för fasta effekter och slumpmässiga effekter är märkta W (fix) respektive W (rand). För studier med flera oberoende prover rapporteras resultatet för varje prov separat och numreras 1, 2 eller 3.
En moderatoranalys med fasta effekter med användning av tre etniska kategorier tillämpade på uppskattningarna "alla kovariater" gav en betydande moderatoreffekt, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, av samma form som tidigare observerats. I detta fall varken jämförelsen av slumpmässiga effekter av tre etniciteter, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, inte heller den latinamerikanska jämfört med icke-latinamerikanska jämförelsen, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, uppnådd statistisk betydelse.
Tidsfördröjning.
En moderatoranalys med fasta effekter med användning av tre tidsfördröjningskategorier (mindre än 1 y, 1 y, mer än 1 y) som tillämpades på uppskattningarna "endast autoregressiv fördröjning" gav en betydande moderatoreffekt, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Separata analyser visade att effekten var störst i studierna med en fördröjning på längre än 1 år, β = 0.157, 95% KI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 och mindre i studier med en fördröjning lika med 1 y, β = 0.094, 95% KI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001, eller mindre än 1 år, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. En moderatoranalys med slumpmässiga effekter uppnådde inte konventionella nivåer av betydelse, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Ålder.
En moderatoranalys med fasta effekter med två ålderkategorier (ålder 12 och yngre, ålder 13 och äldre) gav en moderatoreffekt som närmade sig betydelse, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Separata analyser indikerade att effekten var något större i studier som undersökte effekter bland äldre barn, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, än de med yngre barn, β = 0.097, 95% KI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. En moderatoranalys med slumpmässiga effekter uppnådde inte konventionella nivåer av betydelse, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Diskussion
Forskare har varit uppdelade med avseende på frågan om att spela våldsamma videospel eller inte är förknippat med efterföljande ökningar av fysisk aggression. Även om en majoritet av forskarna har argumenterat för en sådan förening, har en vokal minoritet hävdat att befintliga bevis är felaktiga i flera avseenden. Våra resultat talar om tre av de fyra specifika kritikerna av denna litteratur som tidigare beskrivits.
Först för att ta itu med kritiken att många befintliga studier använde ”nonserious” mått på aggression (t.ex. aggressiva kognitioner eller påverkan), begränsade vi vår metaanalys till studier som mätte förändringar i öppen, fysisk aggression under månader eller år. Våra resultat demonstrerade en tillförlitlig metaanalytisk effekt i longitudinella studier, även när man kontrollerade för basnivåer av fysisk aggression, vilket tyder på att effekterna av våldsamma videospel spänner till meningsfulla beteenden i den verkliga världen.
För det andra, för att ta itu med argument som uppskattningar av denna effekt var falska baserade på ett misslyckande med att inkludera adekvata statistiska kontroller, genomförde vi våra analyser först med baslinjeaggression som det enda kovariatet och igen med alla kovariater som ursprungligen ingick i varje studie. Resultaten visade att inkludering av kovariater tycks ha en mindre inverkan på den uppskattade sammansättningen av spel och aggression. För två av de tre studier som rapporterats av Ferguson et al. (20, 21), inkludering av deras föredragna kovariater ökade föreningens storlek någotTabell 1).
För det tredje, medan befintliga metaanalyser har kritiserats som att de inte beaktade potentialen för publiceringsbias, observerade vi inga bevis för att studier med noll eller negativ effekteffekt har underrepresenterats i litteraturen, trots att vi använde tre olika analysmetoder för att bedöma publiceringsbias. Det är viktigt att de analytiska tillvägagångssätten som används för att komma fram till denna slutsats har visat sig ha komplementära kvaliteter: trim-och-fyllningstekniken har hög statistisk effekt men en hög hastighet av typ I, medan Begg och Mazumdars rangkorrelationstest har lägre effekt men ger praktiskt taget inga typ I-fel (44). Det faktum att båda dessa tester når samma slutsats tyder på att resultaten är tillförlitliga.
Med avseende på den fjärde kritiken, fokuserad på storleken på dessa effekter, gav vår metaanalys en blygsam effektstorlek av of0.11 när ytterligare kovariater inte inkluderades. Ferguson och hans kollegor har noterat att en regressionskoefficient på 0.10 är förknippad med endast 1% av variationen i resultatet och drog slutsatsen att denna är så liten att den är meningslös. Men andra motverkade att kvadratregressionskoefficienter ger en mindre lämplig metrisk för att bedöma effekternas praktiska betydelse jämfört med uppskattningar av relativ risk (1, 45). Faktum är att Rosenthal (45) argumenterade för att förlita sig på r2 värden för att tolka effektstorlekar är särskilt problematiska i samband med att studera antisociala beteenden, såsom aggression, att ”vår förmåga att förutsäga och kontrollera antisocialt beteende är inte alls trivialt i praktiska termer, trots det uppenbart lilla r2s erhållna i de flesta studier ”(45). Oavsett ens subjektiva definition av en meningsfull effektstorlek är det uppenbart att det finns en statistiskt signifikant, tillförlitlig effekt i litteraturen.
Även om vår studie stöder en skeptisk syn på ovannämnda kritik av litteraturen om VGV och aggression, erbjuder våra resultat en möjlig alternativ förklaring till de olika slutsatserna som forskare på motsatta sidor av debatten når. Specifikt hittade vi bevis på att effekten av VGV på aggression modereras av provetnisitet, med vita deltagare som visar den starkaste effekten och latinamerikanska deltagare visade inga signifikanta effekter. Effekter för asiatiska deltagare föll mellan dem för de andra två grupperna.
Möjligheten att effekterna av våldsamma videospel på aggression modereras av etnicitet höjdes i en tidigare metaanalys av Anderson et al. (6) som inkluderade både västerländska och asiatiska (men inte latinamerikanska) prover. Samtidigt fann dessa författare att: (i) den modererande effekten av etnicitet närmade sig bara konventionella nivåer av betydelse och (ii) kunde inte separeras från variation i forskningsmetodik. En efterföljande metaanalys av Ferguson (15) replikerade och utvidgade detta fynd genom att visa att videospeleffekter fanns bland västerländska men inte asiatiska eller latinamerikanska prover. Eftersom dessa analyser involverade studier av alla designtyper (inklusive icke-längsgående) och inte tog hänsyn till typen av spel (våldsamt mot icke våldsamt) i studiernas exponeringsmätningar för videospel, talar inte resultaten direkt till frågan om VGV-effekter över tiden.
Däremot fokuserade den nuvarande metaanalysen specifikt på studier av våldsam exponering av videospel som använde longitudinella mönster och utvidgade på resultaten från Anderson et al. (6) genom att inkludera många longitudinella studier publicerade sedan och genom att särskilja spansktalande utöver vita och asiatiska prover. Våra resultat visade en statistiskt signifikant moderationseffekt av etnicitet (om än med uppskattningar av fasta effekter), så att den starkaste föreningen observerades bland vita prover, en mellanliggande förening för asiatiska prover och en liten, obetydlig förening för latinamerikanska prover. Med det sagt, med tanke på det lilla antalet studier med spansktalande prover, är det klart att fler studier av denna befolkning behövs innan man gör bestämda slutsatser om effekten av våldsamma spel på denna grupp.
Även om skillnader mellan etniska grupper fastställs kvarstår frågan varför etnicitet kan moderera påverkan av våldsamma videospel på aggressivt beteende. Anderson et al. (6) utarbetade fem skäl att förvänta sig mindre medieeffektstorlekar i östra än västerländska samhällen. De diskuterar specifikt tvärkulturella skillnader i: (i) hur våld kontextualiseras i media; (ii) i vilken utsträckning individer tar hand om situationens handlingssituation; (iii) känslornas mening, erfarenhet och bearbetning; (iv) det offentligt-privata sammanhanget där videospel vanligtvis spelas; och (v) spelarnas sociala nätverk. Av dessa skäl skulle vi lägga till variation över kulturer i betydelsen att vara en gärningsmann och ett offer för aggression. Ur detta perspektiv kan kulturer som främjar socialt ansvar och empati gentemot offren för våld minska effekterna av våldsamt spel genom att leda individer att psykologiskt distansera sig från deras virtuella aggression och från dess konsekvenser för deras personliga värden och verkliga uppföranden. Omvänt kan kulturer som främjar robust individualism och en krigsliknande mentalitet få individer att identifiera sig med rollen som aggressor och dämpa sympati mot sina virtuella offer, med konsekvenser för deras värderingar och beteende utanför spelet.
Med avseende på en sådan redogörelse för den etnicitetsbaserade moderering av effekten av VGV på aggression som observerats i den nuvarande metaanalysen, Anderson et al. (6) fann att kultur modererade påverkan av våldsam videospel på desensibilisering till våld och empati så att deltagare från västerländska kulturer visade större desensibilisering och större minskningar i empati än de från östra kulturer. Resultat av Ramos et al. (46) föreslår att, liksom de från östra kulturer, latinamerikanska deltagare verkar upprätthålla empati för offren inför mediebilden av våld. Med avseende på desensibilisering och minskad empati som en orsak till VGV: s påverkan på efterföljande aggression, Bartholow et al. (47) fann att empati medierade effekten av VGV på aggression i en experimentell design. Samtidigt, medan empati för offret för VGV kan minska efterföljande aggression, empati för förövarna kan faktiskt öka efterföljande aggression genom att motivera motiveringen av deras handlingar (t.ex. refs. 48 och 49). Uppenbarligen, även om vårt redovisning överensstämmer med en mängd empiriska fynd, är ytterligare forskning nödvändig för att upprätta empati som en trolig mediator för det observerade moderatoriska inflytandet av etnicitet på aggression i den nuvarande metaanalysen.
Slutsats
På grundval av denna metaanalys drar vi slutsatsen att att spela våldsamma videospel är förknippade med större nivåer av öppen fysisk aggression över tid, efter redovisning av tidigare aggression. Dessa fynd stödjer den allmänna påståendet att våldsamt videospel spelar ihop med ökningar i fysisk aggression över tid. Dessutom talar resultaten till tre specifika kritikar av denna litteratur genom att demonstrera: (i) att våldsamt videospel spelar ihop med ökningar i mått på allvarligt aggressivt beteende (dvs öppen, fysisk aggression), (ii) att uppskattningar av denna effekt endast minskas genom att statistiska kovariater inkluderas, och (iii) genom att inte hitta några bevis för publiceringsbias.
Resultaten antyder vidare att VGV-effekten på aggression kan modereras av provetnisitet så att den observeras mest kraftigt bland vita deltagare, mindre starkt men pålitligt observerat bland asiatiska deltagare och otillförlitligt bland spansktalande deltagare. Dessutom verkar mönster som involverar längre tidsfördröjningar vara förknippade med större effekter, ett resultat som överensstämmer med observationer i multiwave-studier (t.ex. ref. 33).
Sammanfattningsvis utgör resultaten av vår metaanalys allvarliga utmaningar för flera större kritik av litteraturen som kopplar samman VGV och fysisk aggression, och de erbjuder en enkel förklaring till de inkonsekventa resultaten från forskare på motsatta sidor av debatten. Vi hoppas att dessa resultat kommer att hjälpa fältet att gå förbi frågan om våldsamma videospel ökar aggressivt beteende och mot frågor om varför, när och för vilka de har sådana effekter.
fotnoter
Författarna förklarar ingen intressekonflikt.
Denna artikel är en PNAS Direct Submission.
Detta uppsats resultat från Arthur M. Sackler Colloquium från National Academy of Sciences, "Digital Media and Developing Minds", hölls oktober 14 – 16, 2015, vid Arnold and Mabel Beckman Center i National Academies of Sciences and Engineering in Irvine , CA. Det kompletta programmet och videoinspelningarna av de flesta presentationer finns tillgängliga på NAS: s webbplats på www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;