мавҳум
Барои аниқ ва муайян кардани таъсири зӯроварии видеоӣ (VGV) ба рафтори хашмгин, мо метаанализро дар тамоми таҳқиқоти ояндабинона гузаронидем, ки алоқамандии дучоршавӣ ба VGV ва таҷовузи ҷисмонии баъдинаро муайян карданд. Стратегияи ҷустуҷӯ таҳқиқоти 24-ро бо иштироки зиёда аз 17,000 иштирокчӣ муайян кард ва вақтҳо аз 3 моҳ то 4 сол буданд. Намунаҳо миллатҳо ва қавмҳои гуногунро бо синну солашон аз 9 то 19 буданд. Барои ҳар як таҳқиқот, мо коэффисиенти стандартии регрессияи таъсири ояндаи VGV ба таҷовузи минбаъдаро ба даст овардаем, ки ба хашми ибтидоӣ назорат мекунанд. VGV бо истифода аз ҳам моделҳои собит [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] ва тасодуфӣ [β = 0.106 (0.078, 0.134)] бо таҷовуз алоқаманд буданд. Вақте ки ҳамаи ковариатҳои мавҷуда дохил шуданд, андозаи эффект барои ҳарду модел [β = 0.080 (0.065, 0.094) ва β = 0.078 (0.053, 0.102) мутаносиб боқӣ монд]. Ягон далели ғаразнок дар нашрия пайдо нашуд. Этникӣ модератори аз ҷиҳати оморӣ муҳим барои моделҳои эффектҳои собит буд (P ≤ 0.011), аммо барои моделҳои эффектҳои тасодуфӣ не. Таҳлилҳои таснифшуда нишон доданд, ки ин таъсир дар байни сафедпӯстон, дар байни осиёҳо миёна ва дар байни испанӣ аҳамиятнок надоштанд. Муҳокима ба таъсири чунин бозёфтҳо барои мубоҳисаҳои кунунӣ дар бораи таъсири бозиҳои видеоҳои зӯроварона ба таҷовузи ҷисмонӣ нигаронида шудааст.
Баҳсу мунозираҳо дар бораи бозии зӯроварии видео бозӣ ва таҷовуз ба вуҷуд омад (1-4). Дар ҳоле ки аксарияти онҳое, ки дар ин мавзӯъ таҳқиқот мегузаронанд, мегӯянд, ки бозӣ кардани ин гуна бозӣ рафтори хашмгинро афзун мекунад, як ақаллияти вокалӣ мегӯянд, ки муносибати бозӣ ва рафтори таҷовузкоронаи воқеӣ дар ҷаҳони аз ҳад зиёд баландтар ва бадтарин фиреб аст. Ихтилоф оқибатҳои муҳимми воқеӣ дошт. Дар 2011, Суди олии ИМА қонуни Калифорнияро вайрон кард, ки он барои харид ва иҷораи бозиҳои видеои шадид бо истифодаи кӯдакон таҳия шудааст (5). Аксарияти афрод дар бораи аҳамияти видеоҳои зӯроварии видео шубҳа гузошта, онҳоро ба «бозичаи безарар» монанд карданд (5).
Бозии хушунати видеоӣ ва таҷовуз
Парвандае, ки бозии зӯроваронаи видеоиро баланд мекунад, рафтори хашмгинро аз ҷониби Андерсон ва дигарон хеле сахттар карда шудааст. (6; ниг. 7 ва 8). Махсусан, ин муаллифон метаанализияи ҳамаҷонибаи адабиётро дар бораи таъсири бозии бозии зӯроварӣ дар шаш категорияи аксуламали таҷовузкорона ба роҳ мондаанд: маърифат, таъсир, эҳсосот, ҳамдардӣ / ҳассосият ба зӯроварӣ, рафтори хашмгинона ва рафтори бадхоҳона. Метаанализии онҳо таъсирҳоро аз ҳисоботи таҳқиқотии 130 бар асоси зиёда аз 130,000 иштирокчӣ санҷид. Дар асоси ин таҳлилҳо, муаллифон ба хулоса омадаанд, ки бозии зӯроварии видеоӣ бо рафтори хашмгин, тафаккури хашмгин ва таъсироти хашмгин, инчунин бо ҳамдардии қурбониёни зӯроварӣ ва рафтори проксиологӣ манфӣ алоқаманд аст. Ғайр аз он, муаллифон ба хулоса омадаанд, ки ин таъсирҳо дар таҳқиқоти таҷрибавӣ, байнисекторӣ ва тӯлонӣ аз ҷиҳати оморӣ эътимодбахшанд, дар байни фарҳангҳо, гендер ва намудҳои бозӣ мушоҳида карда мешаванд (масалан, назари аввал нисбат ба ашхоси сеюм; ҳадафҳои инсонӣ ва ғайриҳуқуқӣ ва ғайра) баъдтар) ва ин таҳқиқоти олии методологӣ самараи бештар доданд. Метаанализатсияи навтар аз ҷониби Грейтемейер ва Мугге (9) ба чунин хулоса омад.
Гарчанде ки баъзеҳо аз ин изҳори хушнудӣ карданд, ки алоқаи байни бозии зӯроварии видеоӣ ва таҷовузро нишон медиҳад.7), Андерсон ва дигарон. (6) метаанализ скептикизмро дар байни ақаллиятҳои вокалии муҳаққиқон коҳиш надод (10). Дар доираи васеи мақолаҳо Фергюсон (2, 11-16) дар таҳқиқоти чаҳор танқидро таҳлил намуда, нишон медиҳад, ки зӯроварии видеоӣ (VGV) таҷовузи воқеиро афзун мекунад: (i) тадқиқотҳои зиёде, ки чунин пайвандро дастгирӣ мекунанд, чораҳои "таҷовузкори номунтазам" -ро истифода мебаранд (масалан, дастрасии калимаҳои марбут ба таҷовуз, эҳсосоти вобаста ба таҷовуз), ки тахминҳоро дар бораи таъсир афзоиш медиҳанд; (ii) бисёр таҳқиқот ковариатҳои муҳимро дар бар намегирад, зеро назорати оморӣ ва аз ин рӯ ҳама гуна оқибатҳои мушоҳидашуда метавонанд оқибатҳои бардурӯғи муносибатҳои тағирёбандаи сеюм бошанд; (iii) дар муқоиса бо онҳое, ки дар бораи таъсири бефоида гузориш медиҳанд, ғаразнок дар интишори таҳқиқот, ки пайвандгари VGV → таҷовуз дорад; ва (iv) ҳатто агар касе мавҷудияти муносибати VGV → таҷовузро қабул кунад, андозаи тахминии таъсир, ки одатан гузориш дода мешавад, хеле заиф аст. Бо вуҷуди он, ки ин далелҳо аз ҷониби Андерсон ва ҳамкорони ӯ шадидан рад карда шуданд (8), Фергюсон ва ҳамкасбонаш бо истинод ба худ идома доданд (2, 15, 17, 18). Дар робита ба танқидҳои аз ҷониби Фергюсон ва дигарон. (19-21), бояд қайд кард, ки ин пажӯҳишгарон се таҳқиқоти дақиқи тӯлонӣ гузаронданд, ки ҳеҷ гуна робитаи назаррас байни бозии зӯроварии видео ва таҷовузро пайдо накардаанд. Онҳо ин камбудиҳоро қисман чунин шарҳ медиҳанд: (i) истифодаи чораҳои “ҷиддӣ” (масалан, таҷовузи ҷисмонӣ) ваii) аз он ҷумла covariates назорати дахлдор.
Миллат ва бозии бозӣ
Баъзе далелҳо мавҷуданд, ки нерӯи қавмият ва фарҳангро барои таъсири мӯътадил VGV дастгирӣ мекунанд. Андерсон ва дигарон. (6) дар метаанализияи рафтори хашмгин дар тарҳҳои дарозӣ қайд карданд, ки таъсири VGV дар Ғарб нисбат ба фарҳангҳои Шарқӣ каме калонтар буд ва ин фарқият ба аҳамияти оморӣ наздик шудааст (P = 0.07). Ҳамзамон, дар ин муқоисаҳо фарқиятҳои фарҳангӣ бо гуногунии тарҳҳои таҳқиқот ошуфта шуданд, ба тавре ки “маълум набуд, ки фарқиятро ба фарқиятҳои фарҳангӣ дар осебпазирӣ ва ё истифодаи чораҳои мухталиф метавон гуфт” (6).
Фурсати этникӣ барои мӯътадил кардани таъсири таъсиррасонии бозии видеоӣ ба таҷовуз Фергюсон тасдиқ карда шуд (15) дар метаанализми охирини худ. Дар ин кор, Фергюсон як алоқамандии аз ҷиҳати оморӣ муҳимро дар байни таъсироти бозиҳои видеоӣ ва рафтори хашмгинона дар байни таҳқиқоте, ки намунаҳои ғарбиро истифода мекарданд, пайдо кард, аммо ин робита дар байни таҳқиқоте, ки намунаҳои Осиё ё Испаниро истифода мебурд, аҳамият надошт. Азбаски ин бозёфтҳои метаналитикӣ ба таҳқиқоте асос ёфтаанд, ки таъсири возеҳро ба ҳама бозиҳои видео (на ба тамаркуз ба бозиҳои зӯроварӣ) асос ёфтаанд, натиҷаҳо метавонанд ба саволҳо дар бораи эффектҳои VGV гап зананд, аммо онҳо назари этникиро ҳамчун модератори эҳтимолӣ дастгирӣ мекунанд. натиҷаҳои хашмгин.
Метаанализ дар таҳқиқоти дарозмуддат оид ба VGV ва рафтори хашмгин
Ҳадафи баррасии мазкур ба ҳалли чор далели дар боло зикршуда, ки бар зидди муносибатҳои байни VGV ва таҷовуз ба миён омадаанд ва аз нав баҳодиҳии далелҳо барои мансубияти қавмӣ ҳамчун модератори ин муносибот, нигаронида шудааст. Ҳангоми баррасии адабиёт мо диққати худро ба он равона месозем, ки озмоиши сахттарин ва мувофиқи видеои зӯроварона → гипотезаи таҷовуз ба вуҷуд омадааст: тарҳҳои дарозмуддат, ки иттиҳоди бозии зӯроварии видеоиро якбора бо таҷовузи ҷисмонии баъдӣ тафтиш мекунанд дар вақташ ишора кунед, дар ҳоле ки covarying таҷовуз пеш аз. Таваҷҷӯҳ ба таҷовузи ошкорои ҷисмонӣ, мо аз танқид дар бораи он, ки дигар чораҳои бемаънии таҷовуз бардурӯғ андозаи таъсирро, ки дар адабиёт дида мешавад, зиёдтар мекунад. Бо гузаронидани метаанализ, мо метавонем андозаи миёна, эътимодияти оморӣ ва гетерогении таъсирҳоро дар адабиёт ҳисоб кунем. Ин ба мо имкон медиҳад, ки то дараҷае, ки ин тахминҳо ҳамчун вазифаи фарқияти (i) ковариатҳои оморӣ, ки аз ҷониби муҳаққиқон ваii) фарҳанг / мансубияти этникии иштирокчӣ. Дар ниҳоят, мо бо истифода аз усулҳои гуногун далелҳои ғаразнок будани нашрро ҷустуҷӯ кардем.
Усулҳои
Ҷустуҷӯ ва интихоб.
Мо дар пойгоҳи додаҳои электронии PsycInfo, PubMed, Web of Science ва ERIC бо истифодаи маҷмӯи калимаҳои калидӣ дар робита бо бозии бозии видео (видео gam * OR videogam * OR gam gam * OR gam gam *), тарҳҳои дарозӣ (longitudinal OR prospective) ва рафтори хашмгин (хашмгинӣ * Ё зӯроварӣ * Ё delinquen *). Ҷустуҷӯ мақолаҳоро то апрел 1, 2017 нашр кард. Таҳқиқотҳо аз ҳама кишварҳо барои шомил шудан мувофиқ буданд ва онҳое, ки ба забони англисӣ ба забони англисӣ чоп шудаанд, даме буданд, ки онҳо ба забони англисӣ тарҷума карда мешуданд. Мақолаҳо, диссертатсияҳо ва бобҳои китоб, новобаста аз он ки онҳо нашр ё нашр карда нашудаанд, барои дохил шудан мувофиқ буданд.
Барои қобили дохил шудан ба метаанализ, таҳқиқотҳо таъсири зӯроварии видео ва таҷовузи ҷисмониро дар як вақт чен карда, ҳадди аққал 3 wk-ро андоза мекунанд. Азбаски робитаи рағбат ба маҷмӯи бозиҳои видео бо мундариҷаи зӯроварӣ ё камолот мушаххас аст, таҳқиқотҳо хориҷ карда шуданд, агар онҳо ба дараҷаи умумии таъсирнокии бозии видеоӣ арзёбӣ мешуданд (на аз таъсири бозиҳои зӯроварӣ ё калонсол) ё агар онҳо таъсири дучор шудан ба филмҳои зӯроварӣ ё ВАО ғайр аз бозиҳои видео. Танҳо таҳқиқоте, ки ҷаҳони воқеӣ ва таҷовузи ҷисмониро андозагирӣ карданд, аз нуқтаи назари он, ки тағиротҳои видеоӣ дар маърифат (масалан, муносибат, бадбинии атрибутӣ), эҳсосот (масалан, душманӣ, ҳассосияти эмотсионалӣ), эҳсосот (масалан, эмпатикӣ) дохил карда шуданд ташвиш) ва ташаккул муҳим мебошанд, зеро онҳо фаҳмидани равандҳои психологие, ки метавонанд барои таъсири муайяни рафторӣ ҳамчун миёнарав хидмат кунанд. Худи гузоришҳо дар бораи рафтори хашмгин дар ҷаҳони воқеа чораҳои қобили қабул оид ба таҷовуз, инчунин рейтингҳои шабеҳи аз ҷониби волидон, муаллимон ё ҳамсолон додашуда буданд. Гузоришҳое, ки аз сенарияҳои фарзия ва ҳисоботҳое, ки ба таҷовузи шифоҳӣ маҳдуданд, чораҳои қобили қабул ҳисобида намешуданд. Дар ниҳоят, бо назардошти қувваташон дар паст кардани асоснокии баръакси бозгашт, ҷустуҷӯ бо тарҳҳои тӯлонӣ маҳдуд карда шуд. Гарчанде ки маҳдудияти баррасиро бо омӯзиши дарозмуддати ҷаҳони воқеӣ, таҷовузи ошкорои ҷисмонӣ таҳқиқоти тарроҳии таҷрибавиро истисно намекунад, аммо он аз баррасии таҷрибаҳои лабораторӣ, ки таъсири онҳо ҳамчун таъсири муваққатӣ ба рафтор танқид карда мешаванд, маҳрум карда мешавад. Ба ҳар як маҷмӯи муаллифони таҳқиқоти натиҷавӣ тамос гирифта шуд, то дар бораи ҳама гуна маълумоте, ки дар бораи таҳқиқоти давомноки нашршуда ё нашрнашавандаи бозии видео ва таҷовуз доранд, маълумот дошта бошанд.
Барои ҳама таҳқиқотҳо, ҳисоби андозаии таъсир истифода мешуд, коэффисиенти стандартии регрессияи вобаста ба бозии зӯроварии видеоӣ ва таҷовузи минбаъдаи ҷисмонӣ ҳисоб карда шуд, ки ҳангоми таҷовузи қаблӣ ҳамчун ковариат ҳисоб карда мешуд. Ин ҳисоб ба таносуби сифрӣ бартарӣ дода шуд, зеро он муносибатҳои рағбатро беҳтар тавсиф мекунад, яъне робитаи байни таъсири зӯроварии видео ва тағироти минбаъда дар таҷовуз, ки таҷовузи пешакиро ба инобат мегирад. Илова бар ин, азбаски муҳаққиқон ковариатҳоро пас аз бозии зӯроварии видеоӣ ва таҷовузи қаблӣ дар эффектҳои қаблан нашршуда дохил карда буданд, мо бо ҳар як гурӯҳи таҳқиқотчиён тамос гирифтем ва хоҳиш карданд, ки онҳо моро бо коэффисиенти стандартии регрессионӣ бо бозии ибтидоии зӯроварии видеоӣ таъмин кунанд, вақте ки барои пешгӯии минбаъда истифода бурданд. таҷовузи ҷисмонӣ ҳангоми ковариинг: (i) танҳо таҷовузи ҷисмонӣ ваii) таҷовузи ҷисмонӣ ва гендер.
Таҳлили оморӣ.
Мо таъсири умумии ва гетерогениро дар андозаҳои таъсир бо истифодаи моделсозии собит ва тасодуфӣ-эффектҳои метааналитӣ ҳисоб кардем. Пас аз он мо санҷида баромадем, ки оё баъзе гетерогении мушоҳидашударо аз се хусусияти шинохтанашаванда муайян кардан мумкин аст: аксарияти этникӣ иштирокчӣ, синни миёнаи иштирокчӣ дар оғози таҳсил ва ақибмонии вақт дар андозагирии таҷовуз. Дар охир, мо таҳлили ғоявии нашрияҳоро, ки дар зер тавсиф шудаанд, анҷом додем. Мо ҳам SPSS v20 ва ҳам бастаи R "meta" -ро истифода бурдем (22) гузаронидани метаанализ ва таҳлили ғаразҳои нашрия.
Натиҷаи
Натиҷаҳои ҷустуҷӯи адабиёт.
Дар ниҳоят, ҷустуҷӯи мо таҳқиқоти 24-ро дод (19-21, 23-40) (Љадвали 1), ки аз он танҳо 5 дар метааналияи қаблӣ аз ҷониби Андерсон ва дигарон пайдо шуд. (6) ва 8, ки дар метаанализми нав аз ҷониби Грейтемейер ва Мугге пайдо шуданд (9). Ин таҳқиқотҳо зиёда аз иштирокчиёни 17,000 аз кишварҳои мухталиф (Австрия, Канада, Олмон, Ҷопон, Малайзия, Нидерландия, Сингапур ва Иёлоти Муттаҳида) -ро дар бар мегирифтанд. Синну соли миёнаи иштирокчиён аз 8.9 то 19.3 y фарқ мекард ва фосилаи давомнокии давомнок аз 3 мо то танҳо 4 y буд. Аксарияти ин таҳқиқот бозии зӯроварии видеоӣ ва рафтори хашмгинро дар як марҳилаи аввал чен карданд ва сипас ҳарду чораҳоро барои пешгӯии рафтори хашмгин дар таҳлили регрессияи ҳамзамон (ё таҳлили роҳ ё модели баробарсозии сохторӣ) ҳангоми истифодаи гуногуни назорат истифода бурданд. ковариатҳо. Ҳама таҳқиқотҳо таъсирро ба бозиҳои зӯроварии видео чен карданд, на ба таври таҷрибаомӯзӣ аз таъсири видеои видео.
Ҷадвали 1.
Таҳқиқоти дарозмуддат оид ба VGV ва таҷовуз
| Муаллифон | сол | Миллӣ | Қавмияти аслӣ | Нишондиҳандаи таҷовузи ҷисмонӣ | n | Синну соли миёнаи T1* | Қафо (солҳо) | Ковариатҳо ғайр аз таҷовузи ибтидоӣ | ||
| Ҳеҷ | Гендер | ҳама | ||||||||
| Адачи ва Виллоуобби (23) | 2016 | Канада | сафед | Таҷовузи мустақим (ҷисмонӣ ва шифоҳӣ) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Андерсон ва дигарон. (24)† | 2008 | Ҷопон | осиёӣ | Ҷадвали шиддати таҷовузи ҷисмонӣ | 181 | ∼13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Андерсон ва дигарон. (24)† | 2008 | Ҷопон | осиёӣ | Таҷовузи ҷисмонӣ дар моҳи гузашта | 1,050 | ∼15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Андерсон ва дигарон. (24)† | 2008 | амрикоӣ | сафед | Нишондиҳандаи муаллим, ҳамсол ва ҳисоботи худ, соли ҷорӣ | 364 | ∼10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Брейер ва дигарон. (25) | 2015 | Олмон | сафед | Саволномаи Buss & Perry Agression (ҷисмонӣ, ду ашё) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Брейер ва дигарон. (25) | 2015 | Олмон | сафед | Саволномаи Buss & Perry Agression (ҷисмонӣ, ду ашё) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Буколо (26) | 2010 | амрикоӣ | сафед | Саволномаи Buss & Perry Agression (физикӣ, панҷ ашё) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Фергюсон (19)‡ | 2011 | амрикоӣ | Hispanic | Рӯйхати назоратии рафтори кӯдак Худшиносӣ, ҷавонзанӣ, кӯдак (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Фергюсон ва дигарон. (21)‡ | 2012 | амрикоӣ | Hispanic | Рӯйхати назоратии рафтори кӯдак Худшиносӣ, ҷавонзанӣ, кӯдак (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Фергюсон ва дигарон. (20)‡ | 2013 | амрикоӣ | Hispanic | Рӯйхати назоратии рафтори кӯдак Худшиносӣ, ҷавонзанӣ, кӯдак (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Фиккерс ва дигарон. (27) | 2016 | Голландия | сафед | Таҷовузи ҷисмонӣ | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Гентил ва дигарон. (28) | 2009 | амрикоӣ | сафед | Мубориза дар бораи худкушӣ, рейтинги муаллим аз таҷовузи ҷисмонӣ | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Гентил ва дигарон. (29) | 2014 | Сингапур | осиёӣ | Шаш чиз, ки таҷовузи ҷисмониро муайян мекунанд | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Грейтемейер ва Сагиоглуо (30) | 2017 | амрикоӣ | сафед | Саволномаи Buss & Perry Agression (ҷисмонӣ, ду ашё) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Ҳиртенлехнер ва Штроммайер (31) | 2015 | Австрия | сафед | Зӯроварии шахсӣ | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf ва дигарон. (32) | 2008 | Олмон | сафед | 'Зӯроварии донишҷӯ | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Ҳалл ва дигарон. (33) | 2014 | амрикоӣ | сафед | Ҷабрдидагони аъзои оилаҳо, ба идораи мактаб барои мубориза фиристода шуданд | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Намунаи 1 | сафед | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Намунаи 2 | Hispanic | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Намунаи 3 | осиёӣ | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Крахе ва дигарон. (34)‡ | 2012 | Олмон | сафед | Худкушӣ (панҷ ашё) ва аз ҷониби муаллимон гузоришшуда (як чиз) таҷовузи ҷисмонӣ | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Лемменс ва дигарон. (35)‡ | 2011 | Голландия | сафед | Саволномаи Buss & Perry Agression Agence (ҷисмонӣ, ҳафт адад) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Мёллер ва Краэ (36)†,‡ | 2009 | Олмон | сафед | Саволномаи Buss & Perry Agression Agence (ҷисмонӣ, ҳафт адад) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Шибуя ва дигарон. (37)† | 2008 | Ҷопон | осиёӣ | Саволномаи Buss & Perry Agression (ҷисмонӣ, шаш ашё) | 498 | ∼10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Што-Мюллер (38) | 2011 | Олмон | сафед | "Агрессия-тамоили" | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| фон Салиш ва дигарон. (39)‡ | 2011 | Олмон | сафед | Номзадии ҳамсолон, рейтинги муаллимон: тағйирёбандаи ниҳонӣ | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby et al. (40)‡ | 2012 | Канада | сафед | Таҷовузи мустақим (overt). Эффект як бозии устувори зӯроварии видео 9-12 -ро бо нишебии шадид алоқаманд мекунад | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Эзоҳ: фон Салисч ва дигарон. (39) танҳо барои пешбарии ҳамсолон ва рейтингҳои муаллимон барои чен кардани таҷовуз истифода мешуд; ҳамаи дигар таҳқиқотҳо андозагирии мустақилонаи таҷовузро дар бар мегиранд.
Љадвали 1 хусусиятҳои асосии ин таҳқиқотро, аз ҷумла миллатпарастӣ ва таснифи моро ҳамчун иштирокчиёни се қавмияти ибтидоӣ: сафед, испанӣ ва осиёӣ ҷамъбаст мекунад. Илова бар ин, дар ҷадвал тавсифи мухтасари тадбирҳои таҷовузи ҷисмонӣ, синни миёнаи иштирокчиёни марҳилаи аввал, вақт барои арзёбии хашми минбаъдаи ҷисмонӣ ва арзёбиҳои андоза дар бораи таъсир бидуни ковариатҳо ғайр аз таҷовузи ибтидоӣ бо таҷовузи заминавӣ ва гендер, ва бо ҳама ковариатҳои дар гузориши аввал дохилшуда.
Таҳлилҳои асосӣ.
Ҳисобҳои андозагирии таъсир бо истифода аз фосилаи авторитарӣ ҳамчун ковариат.
Барои ҳама, ба истиснои яке аз маҷмӯаҳо, мо тавонистем баҳодиҳии коэффисиенти стандартии регрессивиро, ки танҳо бозии видеои зӯроварии ибтидоӣ бо таҷовузи ҷисмонӣ ва агрессияи ибтидоии ҷисмониро дар бар мегирад, пайваст кунем (Љадвали 1). Метаанализи собитшудаи эффектҳо коэффисиенти миёнаи β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128) -ро фароҳам овард, z = 14.815, P <0.001 ва омори Q, χ2(22) = 61.820, P <0.001, ки ин гетерогенияи назаррасро нишон медиҳад. Метанализи тасодуфии Hedges-Vevea чунин тахминҳои андозаи таъсирро ба бор овард, β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P <0.001 ва омори Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, бо гетерогении номутаносиб ишора мекунад.
Нишондиҳандаҳои андоза бо истифода аз ақибмондаи авторитарӣ ва ковариатҳо.
Таҳлилҳои минбаъда гузаронида шуданд, ки дар ҳисоботи тахминии ҳама ковариатҳои дар 24 истифодашуда ибтидо гузориш дода шуда буданд. Бисёре аз таҳқиқотҳо арзёбии мусбатро нишон доданд, ки бозии зӯроварии видеоӣ бо зиёд шудани бо мурури вақт дар хашмгинии ҷисмонӣ назоратшуда ба хашми қаблӣ ва ҳамаи ковариатҳои дигар алоқаманд аст.
Метаанализи собитшудаи эффектҳо коэффисиенти миёнаи β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094) -ро фароҳам овард, z = 10.387, P <0.001 ва омори Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (бо нишон додани гетерогении назаррас). Таҳлили эффектҳои тасодуфии Ҳедҷес-Веве тахминҳои монандро оид ба андозаи натиҷа ба даст овард, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P <0.001 ва омори Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, бо гетерогении номутаносиб ишора мекунад. (Натиҷаҳои таҳлилҳо, ки ҳам қафои авторогрессивӣ ва ҳам ҷинсро дар бар мегирифтанд, зеро ковариатҳо байни арзёбиҳои ин ду таҳлил афтоданд. Онҳоро бо дархости муаллифон дастрас кардан мумкин аст.)
Хатои интишор.
Мо барои таҳлили ғаразҳои имконпазири нашрия се таҳлил гузаронидем, ки ҳеҷ яке аз онҳо барои аз ҳад зиёд баҳо додани таъсир дар адабиёт далел наёфт. Rosenthal ноком-бехатар n ҳисобҳо нишон доданд, ки барзиёдии 700 бозёфтҳо бояд хулоса бароранд, ки робитаи мусбати давомнокии байни бозии зӯроварии видеоӣ ва таҷовузи ҷисмонӣ вуҷуд дорад (арзёбиҳо бо истифода аз танҳо агрессивии ла ковариати авторогрессивӣ, Fail-Safe) n = 1,334; ҳисобҳо бо истифодаи ҳамаи ковариатҳо, Fail-Safe n = 723). Бегг ва Мазумдар (41) таносуби дараҷа τ-б барои ҳарду модели эффектҳои тасодуфӣ, ки танҳо ақибмондагии авторрессивии таҷовузи пешинро дар бар мегирифтанд, аҳамият надоштанд, τ-б = -0.269, P = 0.072 ва модел, ки ҳама ковариатҳоро дарбар мегирад τ-б = -0.033, P = 0.823. Дар охир, таҳлили нав кунед ва пур кунед (42, 43) нисбати ин маълумотҳо татбиқшуда ба тақсимот ягон таъсире нарасонд, ин бори дигар гувоҳи ғаразнок будани нашр мебошад.
Таҳлили модератор.
Барои омӯхтани модераторҳои эҳтимолии ин эффектҳои мушоҳидашуда, мо вариантро дар арзёбиҳои андоза дар робита бо се хусусияти омӯзишӣ баррасӣ кардем: мансубияти этникӣ, синну сол ва фосилаи вақт байни андозагирии хашм.
Миллат.
Таҳлили модератор барои озмоиши тағйири андозаи таъсир ҳамчун як функсияи мансубияти қавмӣ гузаронида шуд. Дар ҳама ҳолатҳо, таҳқиқотҳо аз рӯи мансубияти қавмии интихобшуда гурӯҳбандӣ карда шуданд: Сафед, Испанӣ ё Осиёӣ (Љадвали 1). Дар мавриди омӯзиши Hull et al. (33) барои ҳар як ин гурӯҳи этникӣ дар асоси худшиносии ҳар як иштирокчӣ алоҳида ҳисоб кардани андозаи таъсир имкон дошт. Гарчанде ки ҳама таҳлилҳои дигар арзёбии умумии натиҷаро аз Ҳул ва дигарон истифода карданд. намунаҳои умумӣ (n = 2,723) таҳлил мекунад, ки санҷиши таъсири модератсияи қавмият ба ҷои андозаҳои таъсироти вобаста ба ҳар се Hull et al. намунаҳо: Сафед (n = 1,831), испанӣ (n = 442) ва Ҷазираи Осиё ва Уқёнуси Ором (n = 49).
Таҳлили собитшудаи эффектҳои модератор бо истифода аз се гурӯҳи этникӣ дар Љадвали 1 ба баҳодиҳии “танҳо қафои авторогрессивӣ” татбиқ карда, самараи назарраси модераториро овард, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Таҳлилҳои ҷудогона нишон доданд, ки ин таъсир дар байни иштирокчиёни Сафед бузургтарин, фосилавӣ дар байни иштирокчиёни Осиё ва хурдтарин дар байни иштирокчиёни испанӣ буд (нигаред) Намоиши 1 барои сметаҳои ҳар гурӯҳ, илова бар ҳисобҳои умумӣ дар асоси ин намунаҳои омӯзиш). Таҳлили собитшудаи эффектҳои модератор бо истифода аз ду категорияи этникии испанӣ ва ғайритабиӣ низ таъсири назаррасеро ба бор овард, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Ҳарду муқоисаи модератори тасодуфии се миллат ва муқоисаи тасодуфии таъсироти испанӣ ва проспекти испанӣ ба аҳамият наздик шуданд, χ2(2) = 5.125, P = 0.077, ва χ2(1) = 3.745, P = 0.053 мутаносибан].
Коэффисиентҳои стандартии регрессионӣ (β), ки бозии видеоии зеризаминии зӯроварии пас аз таҷовузи ҷисмонӣ, аз ҷумла ақибмондагии авторрессивии таҷовузро алоқаманд мекунанд ва дар асоси таҳлили модераторҳои қавмӣ интихоб шудаанд. Андозаи тахминии эффект β (ES; мураббаъ) ва фосилаи эътимоднокии 95% барои ҳама эффектҳое, ки ба метаанализ ворид карда шудаанд (CI; хатҳо) нишон дода мешаванд.19-21, 23-31, 33-40). Алмос алмос нишон медиҳад, ки вазнашон бо метаналитикӣ вазнин аст. Фоизи вазн барои моделҳои эффектҳои собит ва тасодуфӣ мутаносибан W (fix) ва W (rand) бо нишонаҳо нишон дода шудаанд. Барои таҳқиқот бо якчанд намунаҳои мустақил, натиҷа барои ҳар як намуна алоҳида ва рақамҳои 1, 2, ё 3 қайд карда шудааст.
Таҳлили собитшудаи эффектҳои модератор бо истифодаи се категорияи этникӣ, ки нисбати баҳоҳои “ҳамаи ковариатҳо” татбиқ шудаанд, самараи назарраси модераторро овард, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, бо ҳамон шакле, ки қаблан мушоҳида шуд. Дар ин ҳолат, на муқоисаи тасодуфии модератории се миллат, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, на муқоисаи испанӣ, non2 (1) = 2.280, P = 0.131, аҳамияти оморӣ ба даст овардааст.
Кам шудани вақт.
Таҳлили собитшудаи эффектҳои модератор бо истифода аз се категорияи вақт (камтар аз 1 y, 1 y, зиёда аз 1 y), ки ба ҳисобҳои “танҳо аз ақибмондагии авторогрессивӣ” татбиқ шуда буданд, таъсири назаррасро ба даст оварданд, χ2(2) = 14.218, P <0.001. Таҳлилҳои алоҳида нишон доданд, ки таъсир дар тадқиқотҳо бо қафои дарозтар аз 1 y, β = 0.157, 95% CI = (0.130, 0.184), z = 11.220, P <0.001 ва хурдтар дар таҳқиқот бо ақибмонӣ ба 1 y, β = 0.094, 95% CI = (0.069, 0.120), z = 7.243, P <0.001, ё камтар аз 1 y, β = 0.095, 95% CI = (0.070, 0.120), z = 7.441, P <0.001. Таҳлили модератори тасодуфӣ ба сатҳҳои маъмулии аҳамият ноил нашуд, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Синну сол.
Таҳлили собитшудаи эффектҳои модератор бо истифодаи ду категорияи синну сол (12 синну солаш хурдтар, 13 ва калонтар) самараи модератори худро, ки ба аҳамият наздик шудааст, овард, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Таҳлилҳои ҷудогона нишон доданд, ки ин таъсир дар тадқиқотҳое, ки таъсирҳоро дар байни кӯдакони калонсол баррасӣ кардаанд, каме калонтар аст, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P <0.001, нисбат ба онҳое, ки кӯдакони хурдтар доранд, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P <0.001. Таҳлили модератори тасодуфӣ ба сатҳҳои маъмулии аҳамият ноил нашуд, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
мубоҳиса
Муҳаққиқон ба саволи он, ки оё бозиҳои видеои хушунатомез бо афзоиши минбаъдаи хашми ҷисмонӣ алоқаманданд, тақсим карда шуданд. Гарчанде ки аксарияти муҳаққиқон барои чунин иттиҳод баҳс карданд, ақаллияти вокалӣ иддао доранд, ки далелҳои мавҷуда аз нуқтаи назари гуногун мавҷуданд. Натиҷаҳои мо аз чор танқиди мушаххаси ин адабиёт, ки қаблан дар борааш гуфта шуда буданд, рост меоянд.
Аввалан, барои бартараф кардани танқид, ки бисёре аз таҳқиқоти мавҷуда ченакҳои "беасос" -и таҷовузро истифода кардаанд (масалан, акидаҳо ё таҷовузи хашмгин), мо метаанализро бо таҳқиқотҳое, ки тағиротро дар тӯли моҳҳо ё солҳо чен карда буданд, маҳдуд кардем. Натиҷаҳои мо самараи боэътимоди метааналитикаро дар таҳқиқоти дарозмуддат нишон доданд, ки ҳатто ҳангоми назорат кардани сатҳи ибтидоии таҷовузи ҷисмонӣ, нишон медиҳад, ки таъсири бозиҳои зӯроварии видеоӣ ба рафтори маънавӣ дар ҷаҳони воқеӣ паҳн мешавад.
Дуюм, барои ҳал кардани далелҳое, ки тахминҳои ин натиҷа дар асоси мавҷуд набудани назорати дахлдори оморӣ асоснок буданд, мо аввал таҳлили худро бо таҷовузи ибтидоӣ ҳамчун ковариати ягона ва бори дигар бо тамоми ковариатҳои ибтидоӣ дар ҳар як тадқиқот гузаронидем. Натиҷаҳо нишон доданд, ки дохил кардани ковариаттар ба ассотсиатсияи тахминии бозӣ ва таҷовуз танҳо таъсири ночиз дорад. Дар ҳақиқат, барои аз се таҳқиқот, ки Фергюсон ва дигарон гузориш доданд. (20, 21), дохил кардани ковариатҳои афзалиятноки онҳо андозаи ассотсиатсияро каме зиёд кард (Љадвали 1).
Сеюм, дар сурате, ки метаанализаҳои мавҷуда ҳамчун ба назар нагирифтани эҳтимолияти ғаразнок интишор мешуданд, мо мушоҳида накардаем, ки таҳқиқот бо андозаҳои таъсири сифр ё манфӣ дар адабиёт ба қадри кофӣ истифода нашудаанд, сарфи назар аз истифодаи се равиши таҳлилии гуногун барои арзёбии ғазал Муҳим он аст, ки равишҳои таҳлилии ҳангоми ба ин хулоса омадан исбот карда шуданд, ки дорои сифатҳои мукаммал мебошанд: техникаи пуркунӣ ва пуркунӣ дорои қудрати баланди оморӣ аст, аммо дараҷаи хатогии навъи I, дар ҳоле ки озмоиши таносуби дараҷаи Бег ва Мазумдар қудрати камтар дорад, аммо қариб ки ягон навъи I хато медиҳад (44). Далели он, ки ҳардуи ин озмоишҳо ба як хулоса меоянд, натиҷаҳо эътимодноканд.
Дар мавриди интиқоди чорум, ки ба андозаи ин эффектҳо нигаронида шудааст, метаанализияи мо андозаи хоксоронаи ≈0.11-ро ҳосил кард, вақте ки ковариатҳои иловагӣ дохил карда нашуданд. Фергюсон ва ҳамкорони ӯ қайд карданд, ки коэффисиенти регрессияи 0.10 танҳо бо 1% фарқият дар натиҷа алоқаманд аст ва ба хулосае омадааст, ки ин қадар хурд аст, ки маъно надорад. Аммо, дигарон муқобили онанд, ки коэффисиентҳои регрессияи квадратӣ барои баҳогузории аҳамияти амалии таъсирҳо дар муқоиса бо баҳодиҳии хавфи нисбӣ (метри) нисбатан мувофиқ нестанд.1, 45). Дар асл, Rosenthal (45) далел овард, ки такя ба r2 арзишҳои тафсири андозаи таъсир махсусан дар заминаи омӯзиши рафтори антисосиалӣ, аз қабили таҷовуз, изҳор мекунанд: “қобилияти мо барои пешгӯӣ ва назорат кардани рафтори антисосиалистӣ, новобаста аз он ки хурд аст, дар асл амалан ночиз нест r2s дар бисёр таҳқиқотҳо ба даст оварда шудаанд ”(45). Новобаста аз таърифи субъективии андозаи маънии таъсир, маълум аст, ки дар адабиёт таъсири аз ҷиҳати оморӣ муҳим ва эътимодбахш мавҷуд аст.
Гарчанде ки таҳқиқоти мо нуқтаи назари шубҳаовари танқидҳои дар боло зикршудаи адабиёт оид ба VGV ва таҷовузро дастгирӣ мекунад, натиҷаҳои мо шарҳи алтернативии имконпазирро барои хулосаҳои мухталифе, ки муҳаққиқон дар паҳлӯҳои паҳлӯҳои мубоҳисавӣ ба даст овардаанд, пешниҳод мекунанд. Махсусан, мо далелҳо ёфтем, ки таъсири VGV ба таҷовуз аз ҷониби қавмияти интихобшуда ба роҳ монда шудааст ва иштирокчиёни Сафед таъсири аз ҳама сахттар доранд ва иштирокчиёни испанӣ ягон таъсири назаррас надоранд. Натиҷа барои иштирокчиёни Осиё дар байни ду гурӯҳи дигари онҳо паст шуд.
Эҳтимолияти таъсири бозиҳои зӯроварии видеоӣ ба таҷовуз аз ҷониби нажод аз ҷониби этникӣ идора карда мешавад, дар метаанализияи қаблӣ аз ҷониби Андерсон ва дигарон баланд шудааст. (6), ки ҳам намунаҳои Ғарбӣ ва Осиёро (аммо на испанӣ) дар бар мегирифтанд. Ҳамзамон, ин муаллифон чунин дарёфтанд: (i) таъсири мӯътадилии қавмият танҳо ба сатҳи муқаррарии аҳамият наздик шуда ва (ii) аз тағйири методологияи таҳқиқот ҷудо карда намешавад. Метаанали навбатии Фергюсон (15) ин бозёфтро дубора паҳн кард ва бо он нишон дод, ки эффектҳои бозии видеоӣ дар байни намунаҳои ғарбӣ, аммо на Осиёӣ ва на испанӣ мавҷуданд. Аммо, азбаски он таҳлилҳо омӯзиши ҳама намудҳои тарроҳиро (аз ҷумла ғайримустақим) дар бар мегирифтанд ва навъи бозӣ (зӯроварӣ ва ғайришувофӣ) -ро дар андозагирии возеҳии бозии видеоӣ ба назар нагирифтанд, натиҷаҳо мустақиман ба саволи Таъсири VGV бо мурури замон.
Баръакси ин, метаанализияи кунунӣ асосан ба омӯзиши зӯроварии видеоӣ, ки тарҳҳои тӯлонӣ истифода бурдаанд ва дар бозёфтҳои Андерсон ва дигарон васеъ шудааст. (6) бо фарогирии бисёр таҳқиқоти тӯлонӣ, ки пас аз он нашр шуданд ва бо фарқияти испанӣ ба ғайр аз намунаҳои Сафед ва Осиё. Натиҷаҳои мо таъсири муассирии омориро нисбат ба мансубияти этникӣ нишон доданд (бо вуҷуди истифодаи ҳисобҳои собитшудаи таъсир), ба тавре ки иттиҳодияи қавитарин дар байни намунаҳои сафед, иттиҳодияи фосилавӣ барои намунаҳои Осиё ва иттиҳодияи хурд, муҳим барои намунаҳои испанӣ мушоҳида карда шуд. Ин гуфтааст, бо назардошти шумораи ками омӯзишҳо бо намунаҳои испанӣ, таҳқиқоти бештари ин аҳолӣ қабл аз баровардани хулосаи қатъӣ дар бораи таъсири бозиҳои зӯроварӣ ба ин гурӯҳ лозим аст.
Ҳатто агар фарқиятҳои байни гурӯҳҳои қавмӣ ба вуҷуд оянд ҳам, савол боқӣ мондааст, ки чаро этникӣ метавонад таъсири бозиҳои бозиҳои зӯроварии видеоиро ба рафтори хашмгин мӯътадил кунад. Андерсон ва дигарон. (6) панҷ сабабро таҳия намуд, то интизор шудани андозаи хурдтари таъсири ВАО дар Шарқ нисбат ба ҷомеаҳои ғарбӣ. Махсусан, онҳо фарқиятҳои фарҳангии байниҳамдигариро муҳокима мекунанд: (i) чӣ гуна зӯроварӣ дар ВАО контекстонида мешавад; (ii) дараҷае, ки одамон ба мундариҷаи вазъияти корӣ иштирок мекунанд; (iii) маъно, таҷриба ва коркарди эҳсосот; (iv) контексти ҷамъиятӣ - хусусӣ, ки дар он бозиҳои видео одатан бозӣ мекунанд; ва (v) шабакаҳои иҷтимоии бозигарон. Бо ин сабабҳо, мо фарқиятро дар фарҳангҳо ба маънои гунаҳкор ва қурбонии таҷовуз илова хоҳем кард. Аз ин нуқтаи назар, фарҳангҳое, ки масъулияти иҷтимоӣ ва ҳамдардӣ ба қурбониёни зӯровариро тарғиб мекунанд, метавонанд таъсири бозии зӯроваро аз ҷониби шахсони алоҳида барои аз ҷиҳати равонӣ дур шудан аз таҷовузи виртуалӣ ва оқибатҳои он барои арзишҳои шахсӣ ва рафтори воқеии онҳо коҳиш диҳанд. Ва баръакс, фарҳангҳое, ки фарди инфиродӣ ва тафаккури ба ҷанг монанд метавонанд одамонро ба нақши таҷовузкор муайян созанд ва ҳамдардии худро нисбат ба қурбониёни виртуалӣ бо оқибатҳои арзишҳо ва рафтори онҳо дар берун аз бозӣ барангезанд.
Дар мавриди ин гуна баҳисобгирии модератсия дар асоси қавмияти таъсири VGV ба таҷовуз, ки дар метаанализияи ҷорӣ мушоҳида шудааст, Андерсон ва дигарон. (6) дарёфтанд, ки фарҳанг таъсири бозии зӯроварии видеоиро ба беэътиноӣ ба зӯроварӣ ва ҳамдардӣ мутаваққиф сохт, ки иштирокчиёни фарҳангҳои ғарбӣ нисбат ба фарҳангҳои Шарқӣ коҳиши амиқи эҳсосиро коҳиш доданд. Бозёфтҳои Рамос ва дигарон. (46) пешниҳод мекунанд, ки ба монанди фарҳангҳои Шарқ, иштирокчиёни испанӣ зоҳиран ҳамдардии худро ба қурбониён дар сурати тасвири хушунат дар ВАО ҳимоя мекунанд. Дар робита ба desensitization ва коҳиш додани ҳамдардӣ, ки сабаби таъсири VGV ба таҷовузи минбаъда, Бартолоу ва дигарон. (47) дарёфт кард, ки ҳамдардӣ ба тарҳи таҷрибавӣ таъсири VGV ба таҷовузро миёнаравӣ кардааст. Ҳамзамон, дар ҳоле ки ҳамдардӣ ба ҷабрдидаи VGV метавонад таҷовузи минбаъдаро коҳиш диҳад, ҳамдардӣ ба қонуншиканон амалан таҷовузи минбаъдаро тавассути ҳавасманд кардани сафед кардани онҳо афзоиш диҳад (масалан, истинодҳо). 48 ва 49). Аён аст, ки гарчанде ки ҳисоби мо бо бозёфтҳои гуногуни эмпирикӣ мутобиқ аст, барои муқаррар кардани ҳамдардӣ ҳамчун миёнарави дурусти таъсири мӯътадилии этникӣ ба таҷовуз дар метаанализияи кунунӣ муқаррар карда мешавад.
хулоса
Дар асоси ин метаанализ, мо хулоса мебарорем, ки бозиҳои видеои зӯроварона бо сатҳи баландтари таҷовузи ҷисмонӣ бо мурури замон, пас аз баҳогузории таҷовузи қаблӣ алоқаманд аст. Ин бозёфтҳо даъвои умумиро тасдиқ мекунанд, ки бозии видеоии зӯроварӣ бо афзоиши хашмгинии ҷисмонӣ бо мурури замон алоқаманд аст. Ғайр аз он, натиҷаҳо бо се танқиди ин адабиёт суханронӣ мекунанд: (i), ки бозии зӯроварии видеоӣ бо зиёд шудани андозаҳои рафтори ҷиддии хашмгин алоқаманд аст (масалан, ошкоро, таҷовузи ҷисмонӣ),ii) арзёбии ин натиҷа танҳо бо ворид кардани ковариатҳои оморӣ каме коҳиш ёфтааст ваiii) бо дарёфти ҳеҷ гуна далели ғаразнок дар нашрия.
Натиҷаҳо ба он ишора мекунанд, ки таъсири VGV ба таҷовуз метавонад аз рӯи мансубияти этникӣ аз ҷониби модератсия карда шавад, то он дар байни иштирокчиёни сафед бештар мушоҳида карда шавад, дар байни иштирокчиёни Осиё камтар ва боэътимод дар байни иштирокчиёни испанӣ мушоҳида карда шавад. Ғайр аз он, тарҳҳое, ки таъхирҳои тӯлонитарро дарбар мегиранд, бо эффектҳои калонтар ба назар мерасанд, ки ин ба мушоҳидаҳо дар таҳқиқоти бисёркаврӣ мувофиқ аст (масалан, истинод). 33).
Хулоса, натиҷаҳои метаанализияи мо ба якчанд танқидҳои асосии адабиёт, ки ВГВ ва таҷовузи ҷисмониро мепайвандад, душвориҳои ҷиддӣ ба бор меорад ва онҳо барои хулосаҳои ноустувор аз ҷониби муҳаққиқон дар паҳлӯҳои мухолиф баҳсҳои оддиро пешниҳод мекунанд. Мо умедворем, ки ин бозёфтҳо дар соҳаи гузаштан ба саволҳо оид ба баланд шудани рафтори хашмгинонаи видеоӣ ва ба саволҳое, ки чаро, кай ва ба кӣ ин гуна таъсир доранд, кӯмак мекунанд.
Далелҳо
Муаллифон ҳеҷ гуна мухолифати манфиатҳоро эълон накардаанд.
Ин мақола як пешниҳоди бевоситаи PNAS мебошад.
Ин ҳуҷҷат аз Коллоквиуми Артур М. Саклер дар Академияи Миллии Илмҳо, "Медиа рақамӣ ва зеҳни рушдкунанда", ки моҳи октябри 14-16, 2015 баргузор шуд, дар маркази Арнольд ва Мабел Бекман дар Академияи миллии илмҳо ва муҳандисӣ дар Ирвин баргузор гардид. , CA. Барнома ва сабти пурраи аксари презентатсияҳо дар сайти NAS дастрасанд www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;