Tóm tắt
Để làm rõ và định lượng ảnh hưởng của bạo lực trong trò chơi điện tử (VGV) đối với hành vi hung hãn, chúng tôi đã tiến hành phân tích tổng hợp tất cả các nghiên cứu tiền cứu cho đến nay nhằm đánh giá mối quan hệ giữa việc tiếp xúc với VGV và hành vi gây hấn thể chất công khai sau đó. Chiến lược tìm kiếm đã xác định được 24 nghiên cứu với hơn 17,000 người tham gia và thời gian trễ từ 3 tháng đến 4 năm. Các mẫu bao gồm nhiều quốc tịch và dân tộc khác nhau với độ tuổi trung bình từ 9 đến 19 tuổi. Đối với mỗi nghiên cứu, chúng tôi đã thu được hệ số hồi quy được tiêu chuẩn hóa về tác động tiềm tàng của VGV đối với hành vi gây hấn tiếp theo, kiểm soát hành vi gây hấn cơ bản. VGV có liên quan đến sự gây hấn khi sử dụng cả mô hình cố định [β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128)] và mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên [β = 0.106 (0.078, 0.134)]. Khi bao gồm tất cả các biến số có sẵn, quy mô của hiệu ứng vẫn có ý nghĩa đối với cả hai mô hình [β = 0.080 (0.065, 0.094) và β = 0.078 (0.053, 0.102), tương ứng]. Không có bằng chứng về sự thiên vị xuất bản đã được tìm thấy. Dân tộc là yếu tố điều tiết có ý nghĩa thống kê đối với các mô hình hiệu ứng cố định (P 0.011) nhưng không áp dụng cho mô hình tác động ngẫu nhiên. Các phân tích phân tầng cho thấy tác động này lớn nhất ở người da trắng, ở mức trung bình ở người châu Á và không đáng kể ở người gốc Tây Ban Nha. Thảo luận tập trung vào ý nghĩa của những phát hiện đó đối với các cuộc tranh luận hiện nay về tác động của trò chơi điện tử bạo lực đối với hành vi gây hấn thể chất.
Một cuộc tranh cãi đã nảy sinh về mối quan hệ giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và sự gây hấn (1–4). Trong khi phần lớn những người tiến hành nghiên cứu về chủ đề này cho rằng chơi những trò chơi như vậy sẽ làm tăng hành vi hung hăng, thì một thiểu số lại lập luận rằng mối quan hệ giữa việc chơi trò chơi và hành vi hung hăng trong thế giới thực tốt nhất là bị cường điệu hóa và tệ nhất là giả mạo. Cuộc tranh cãi có ý nghĩa quan trọng trong thế giới thực. Năm 2011, Tòa án Tối cao Hoa Kỳ đã bác bỏ đạo luật của California nhằm hạn chế trẻ em mua và thuê các trò chơi điện tử cực kỳ bạo lực (5). Ý kiến đa số bày tỏ sự hoài nghi về tầm quan trọng của tác hại của trò chơi điện tử bạo lực, ví chúng như một “trò tiêu khiển vô hại” (5).
Chơi trò chơi điện tử bạo lực và gây hấn
Trường hợp chơi trò chơi điện tử bạo lực làm tăng hành vi hung hăng đã được Anderson và cộng sự đưa ra một cách mạnh mẽ nhất. (6; xem thêm ref. 7 và 8). Cụ thể, các tác giả này đã tiến hành phân tích tổng hợp toàn diện tài liệu về tác động của việc chơi trò chơi điện tử bạo lực đối với sáu loại phản ứng hung hăng: nhận thức, cảm xúc, kích thích, đồng cảm/nhạy cảm với bạo lực, hành vi hung hăng công khai và hành vi ủng hộ xã hội công khai. Phân tích tổng hợp của họ đã kiểm tra tác động từ hơn 130 báo cáo nghiên cứu dựa trên hơn 130,000 người tham gia. Trên cơ sở những phân tích này, các tác giả kết luận rằng chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan tích cực đến hành vi hung hăng, nhận thức hung hăng và ảnh hưởng hung hăng, cũng như liên quan tiêu cực đến sự đồng cảm với nạn nhân bạo lực và hành vi ủng hộ xã hội. Hơn nữa, các tác giả kết luận rằng những hiệu ứng này đáng tin cậy về mặt thống kê trong các nghiên cứu thực nghiệm, cắt ngang và theo chiều dọc, được quan sát trên các nền văn hóa, giới tính và loại trò chơi (ví dụ: góc nhìn của người thứ nhất so với người thứ ba; mục tiêu của con người và không phải con người; v.v. trở đi), và các nghiên cứu vượt trội về mặt phương pháp có xu hướng mang lại hiệu quả lớn hơn. Một phân tích tổng hợp gần đây hơn của Greitemeyer và Mügge (9) đi đến kết luận tương tự.
Mặc dù được một số người ca ngợi là đã chứng minh một cách thuyết phục mối liên hệ giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và sự gây hấn (7), Anderson và cộng sự. (6) phân tích tổng hợp không làm giảm sự hoài nghi của một nhóm nhỏ các nhà nghiên cứu (10). Trong một loạt các bài viết, Ferguson (2, 11–16) đã đưa ra bốn lời chỉ trích trong nghiên cứu có mục đích cho thấy rằng bạo lực trong trò chơi điện tử (VGV) làm tăng sự hung hãn trong thế giới thực: (i) nhiều nghiên cứu ủng hộ mối liên kết như vậy sử dụng các biện pháp “gây hấn không nghiêm trọng” (ví dụ: khả năng tiếp cận các từ liên quan đến hành vi gây hấn, cảm giác liên quan đến hành vi gây hấn) làm tăng ước tính quy mô hiệu ứng; (ii) nhiều nghiên cứu không bao gồm các hiệp phương sai quan trọng làm biện pháp kiểm soát thống kê và do đó bất kỳ tác động quan sát được nào cũng có thể là hậu quả giả của các mối quan hệ biến thứ ba; (iii) có xu hướng công bố các nghiên cứu ủng hộ mối liên hệ gây hấn → VGV thay vì những nghiên cứu báo cáo tác động vô hiệu; Và (iv) ngay cả khi một người chấp nhận sự tồn tại của mối quan hệ VGV → gây hấn, thì mức độ ảnh hưởng ước tính thường được báo cáo là cực kỳ yếu. Mặc dù thực tế là những lập luận này đã bị Anderson và các đồng nghiệp của ông bác bỏ mạnh mẽ (8), Ferguson và các đồng nghiệp của ông vẫn tiếp tục giữ vững quan điểm phê bình của họ (2, 15, 17, 18). Đối với những lời phê bình được đưa ra bởi Ferguson et al. (19–21), Điều đáng chú ý là các nhà nghiên cứu này đã tiến hành ba nghiên cứu dài hạn nghiêm ngặt và không tìm thấy mối quan hệ đáng kể nào giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và hành vi gây hấn. Họ cho rằng những điều không có tác dụng này một phần là do: (i) sử dụng các biện pháp gây hấn “nghiêm trọng” (ví dụ: gây hấn thể chất công khai) và (ii) bao gồm các đồng biến điều khiển thích hợp.
Dân tộc và chơi trò chơi
Một số bằng chứng tồn tại hỗ trợ tiềm năng của sắc tộc và văn hóa trong việc giảm bớt tác động của VGV. Anderson và cộng sự. (6) đã lưu ý trong phân tích tổng hợp về hành vi hung hăng trong các thiết kế theo chiều dọc rằng hiệu ứng VGV ở các nền văn hóa phương Tây lớn hơn một chút so với các nền văn hóa phương Đông và sự khác biệt này gần đạt đến ý nghĩa thống kê (P = 0.07). Đồng thời, trong những so sánh này, sự khác biệt về văn hóa bị nhầm lẫn với sự khác biệt trong thiết kế nghiên cứu, đến mức “không rõ liệu sự khác biệt đó có phải là do sự khác biệt về văn hóa trong tình trạng dễ bị tổn thương hay do việc sử dụng các thước đo khác nhau hay không” (6).
Khả năng sắc tộc làm giảm bớt tác động của việc tiếp xúc với trò chơi điện tử đối với hành vi gây hấn đã được chứng thực bởi Ferguson (15) trong phân tích tổng hợp gần đây của chính ông. Trong nghiên cứu đó, Ferguson đã tìm thấy mối liên hệ có ý nghĩa thống kê giữa việc tiếp xúc với trò chơi điện tử và hành vi hung hăng trong các nghiên cứu sử dụng mẫu phương Tây, nhưng mối quan hệ này không có ý nghĩa trong các nghiên cứu sử dụng mẫu châu Á hoặc Tây Ban Nha. Bởi vì những phát hiện phân tích tổng hợp này dựa trên các nghiên cứu đo lường mức độ tiếp xúc với tất cả các trò chơi điện tử (thay vì tập trung vào các trò chơi bạo lực), kết quả có thể không đặt ra câu hỏi về bản thân hiệu ứng VGV, nhưng chúng ủng hộ quan điểm coi dân tộc như một nhân tố điều tiết tiềm năng của kết quả tích cực.
Phân tích tổng hợp nghiên cứu theo chiều dọc về VGV và hành vi hung hăng
Đánh giá hiện tại nhằm mục đích giải quyết bốn lập luận nêu trên nhằm chống lại mối quan hệ giữa VGV và hành vi gây hấn, đồng thời đánh giá lại bằng chứng cho thấy sắc tộc là nhân tố điều tiết mối quan hệ này. Khi xem xét tài liệu, chúng tôi tập trung vào những gì chúng tôi coi là cung cấp thử nghiệm nghiêm ngặt và phù hợp nhất về trò chơi điện tử bạo lực → giả thuyết gây hấn: các thiết kế theo chiều dọc kiểm tra mối liên hệ giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực tại một thời điểm với hành vi gây hấn thể chất công khai ở thời điểm tiếp theo. vào một thời điểm nhất định, đồng thời bù đắp cho sự xâm lược trước đó. Bằng cách tập trung vào sự gây hấn thể chất một cách công khai, chúng ta tránh được những lời chỉ trích rằng các biện pháp gây hấn không nghiêm trọng khác đã thổi phồng một cách sai lầm quy mô tác động đã thấy trong tài liệu. Bằng cách tiến hành phân tích tổng hợp, chúng tôi có thể ước tính quy mô trung bình, độ tin cậy thống kê và tính không đồng nhất của các tác động trong tài liệu. Điều này cho phép chúng ta kiểm tra mức độ mà những ước tính đó thay đổi theo hàm số của (i) các đồng biến thống kê được bao gồm bởi các nhà nghiên cứu riêng lẻ và (ii) văn hóa/dân tộc của người tham gia. Cuối cùng, chúng tôi tìm kiếm bằng chứng về sự thiên vị trong xuất bản bằng nhiều phương pháp khác nhau.
Phương pháp
Nghiên cứu thu thập và lựa chọn.
Chúng tôi đã tìm kiếm cơ sở dữ liệu điện tử PsycInfo, PubMed, Web of Science và ERIC bằng cách sử dụng kết hợp các từ khóa liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử (trò chơi điện tử* HOẶC trò chơi điện tử* HOẶC trò chơi máy tính* HOẶC trò chơi điện tử*), thiết kế theo chiều dọc (theo chiều dọc HOẶC triển vọng) và hành vi hung hăng (hung hăng* HOẶC bạo lực* HOẶC phạm pháp*). Tìm kiếm bao gồm các bài báo được xuất bản cho đến ngày 1 tháng 2017 năm XNUMX. Các nghiên cứu từ bất kỳ quốc gia nào đều đủ điều kiện để đưa vào và những nghiên cứu được xuất bản bằng các ngôn ngữ khác ngoài tiếng Anh đều đủ điều kiện để đưa vào miễn là chúng có thể được dịch sang tiếng Anh. Các bài báo, luận văn và chương sách đều đủ điều kiện để đưa vào bất kể chúng đã được xuất bản hay chưa xuất bản.
Để đủ điều kiện được đưa vào phân tích tổng hợp, các nghiên cứu phải đo lường mức độ tiếp xúc với trò chơi điện tử bạo lực và hành vi gây hấn thể chất tại một thời điểm và đo lường hành vi gây hấn thể chất ít nhất 3 tuần sau đó. Vì mối quan hệ về lợi ích chỉ dành riêng cho một tập hợp con trò chơi điện tử có nội dung bạo lực hoặc người lớn nên các nghiên cứu sẽ bị loại trừ nếu họ đánh giá mức độ tiếp xúc toàn bộ với trò chơi điện tử (thay vì mức độ tiếp xúc với các trò chơi bạo lực hoặc được xếp hạng dành cho người trưởng thành) hoặc nếu họ đánh giá mức độ tiếp xúc với phim bạo lực hoặc phương tiện truyền thông khác ngoài trò chơi điện tử. Chỉ những nghiên cứu đo lường hành vi gây hấn thể chất công khai trong thế giới thực mới được đưa vào, dựa trên quan điểm cho rằng trò chơi điện tử gây ra những thay đổi về nhận thức (ví dụ: thái độ, thành kiến quy kết), cảm xúc (ví dụ: thù địch, giảm nhạy cảm về mặt cảm xúc), cảm xúc (ví dụ: đồng cảm). mối quan tâm), và sự kích thích về cơ bản là quan trọng trong chừng mực chúng làm sáng tỏ các quá trình tâm lý có thể đóng vai trò trung gian cho một hiệu ứng hành vi đã được thiết lập. Việc tự báo cáo về hành vi hung hăng trong thế giới thực là những biện pháp gây hấn có thể chấp nhận được, cũng như những đánh giá tương tự do phụ huynh, giáo viên hoặc bạn bè đưa ra. Các báo cáo sử dụng các tình huống giả định và các báo cáo hạn chế ở mức độ gây hấn bằng lời nói không được coi là biện pháp có thể chấp nhận được. Cuối cùng, việc tìm kiếm bị giới hạn ở các thiết kế theo chiều dọc, do sức mạnh của chúng trong việc làm giảm tính hợp lý của quan hệ nhân quả ngược. Mặc dù hạn chế việc xem xét các nghiên cứu theo chiều dọc về thế giới thực, hành vi gây hấn thể chất công khai không loại trừ các nghiên cứu sử dụng thiết kế thử nghiệm, nhưng nó loại bỏ việc xem xét những thử nghiệm dựa trên phòng thí nghiệm mà tác động của chúng có thể bị chỉ trích là chỉ liên quan đến tác động tạm thời đối với hành vi. Mỗi nhóm tác giả của các nghiên cứu kết quả đã được liên hệ để hỏi về bất kỳ thông tin nào họ có thể có liên quan đến các nghiên cứu dài hạn đã được xuất bản hoặc chưa được xuất bản khác về việc chơi trò chơi điện tử và hành vi gây hấn.
Đối với tất cả các nghiên cứu, ước tính quy mô hiệu ứng được sử dụng là hệ số hồi quy được tiêu chuẩn hóa liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và hành vi gây hấn thể chất sau đó, được tính toán trong khi bao gồm hành vi gây hấn trước đó dưới dạng đồng biến. Ước tính này được ưu tiên hơn so với mối tương quan bậc 0 vì nó mô tả rõ hơn mối quan hệ quan tâm, cụ thể là mối liên hệ giữa việc tiếp xúc với trò chơi điện tử bạo lực và thay đổi về hành vi gây hấn sau đó, đòi hỏi phải xem xét hành vi gây hấn trước đó. Ngoài ra, trong chừng mực các nhà nghiên cứu đưa các đồng biến ngoài việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và hành vi gây hấn trước đó vào các hiệu ứng được công bố ban đầu của họ, chúng tôi đã liên hệ với từng nhóm nghiên cứu và yêu cầu họ cung cấp cho chúng tôi hệ số hồi quy tiêu chuẩn hóa liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực cơ bản khi được sử dụng để dự đoán các lần tiếp theo. xâm lược thể chất trong khi hợp tác: (i) chỉ có hành vi gây hấn thể chất cơ bản và (ii) sự gây hấn cơ bản về thể chất và giới tính.
Phân tích thống kê.
Chúng tôi ước tính các tác động tổng thể và tính không đồng nhất về quy mô hiệu ứng bằng cách sử dụng cả mô hình phân tích tổng hợp hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên. Sau đó, chúng tôi đã kiểm tra xem liệu một số tính không đồng nhất quan sát được có thể dự đoán được hay không từ ba đặc điểm nghiên cứu có thể xác định được: dân tộc chiếm đa số, độ tuổi trung bình của người tham gia khi bắt đầu nghiên cứu và độ trễ thời gian theo chiều dọc trong việc đo lường mức độ gây hấn. Cuối cùng, chúng tôi đã thực hiện phân tích sai lệch xuất bản được mô tả chi tiết bên dưới. Chúng tôi đã sử dụng cả SPSS v20 và gói R “meta” (22) để tiến hành phân tích tổng hợp và phân tích sai lệch xuất bản.
Kết quả
Kết quả tìm kiếm văn học.
Cuối cùng, tìm kiếm của chúng tôi mang lại 24 nghiên cứu (19–21, 23–40) (Bảng 1), trong đó chỉ có 5 xuất hiện trong phân tích tổng hợp trước đó của Anderson et al. (6) và 8 trong số đó xuất hiện trong một phân tích tổng hợp gần đây hơn của Greitemeyer và Mügge (9). Những nghiên cứu này bao gồm hơn 17,000 người tham gia từ nhiều quốc gia khác nhau (Áo, Canada, Đức, Nhật Bản, Malaysia, Hà Lan, Singapore và Hoa Kỳ). Độ tuổi trung bình của những người tham gia dao động từ 8.9 đến 19.3 tuổi và độ trễ thời gian theo chiều dọc dao động từ 3 tháng đến chỉ hơn 4 tuổi. Phần lớn các nghiên cứu này đo lường hành vi chơi trò chơi điện tử bạo lực và hành vi hung hăng tại thời điểm ban đầu, sau đó sử dụng cả hai biện pháp để dự đoán hành vi hung hăng tiếp theo trong phân tích hồi quy đồng thời (hoặc phân tích đường dẫn hoặc mô hình phương trình cấu trúc) trong khi bao gồm nhiều biện pháp kiểm soát khác nhau. đồng biến. Tất cả các nghiên cứu đều đo lường mức độ tiếp xúc với trò chơi điện tử bạo lực thay vì thực nghiệm thao túng việc tiếp xúc với trò chơi điện tử.
Bảng 1.
Nghiên cứu theo chiều dọc về VGV và sự xâm lược
| Tác giả | Năm | Quốc tịch | Dân tộc chính | Biện pháp xâm lược thể chất | n | Tuổi trung bình T1* | Độ trễ (năm) | Các đồng biến khác với sự xâm lược ban đầu | ||
| Không áp dụng | Giới Tính | Tất cả | ||||||||
| Adachi và Willoughby (23) | 2016 | Canada | trắng | Sự gây hấn trực tiếp (vật lý và lời nói) | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| Anderson và cộng sự. (24)† | 2008 | Tiếng Nhật | Châu Á | Đặc điểm thang đo xâm lược vật lý | 181 | ∼13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| Anderson và cộng sự. (24)† | 2008 | Tiếng Nhật | Châu Á | Bạo lực thể chất trong tháng qua | 1,050 | ∼15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| Anderson và cộng sự. (24)† | 2008 | American | trắng | Danh mục giáo viên, bạn bè và bản tự báo cáo của năm học hiện tại | 364 | ∼10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| Breuer và cộng sự. (25) | 2015 | Tiếng Đức | trắng | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, hai mục) | 140 | 16 | 1.0 | -0.151 | -0.159 | -0.159 |
| Breuer và cộng sự. (25) | 2015 | Tiếng Đức | trắng | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, hai mục) | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo (26) | 2010 | American | trắng | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, năm mục) | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| Ferguson (19)‡ | 2011 | American | Người Tây ban nha | Danh sách kiểm tra hành vi của trẻ em Tự báo cáo về thanh thiếu niên, hung hăng, trẻ em (YSRac) | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | -0.030 |
| Ferguson và cộng sự. (21)‡ | 2012 | American | Người Tây ban nha | Danh sách kiểm tra hành vi của trẻ em Tự báo cáo về thanh thiếu niên, hung hăng, trẻ em (YSRac) | 165 | 12.3 | 3.0 | -0.068 | -0.016 | 0.030 |
| Ferguson và cộng sự. (20)‡ | 2013 | American | Người Tây ban nha | Danh sách kiểm tra hành vi của trẻ em Tự báo cáo về thanh thiếu niên, hung hăng, trẻ em (YSRac) | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| Fikkers và cộng sự. (27) | 2016 | Tiếng Hà Lan | trắng | Tấn công vật lý | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile và cộng sự. (28) | 2009 | American | trắng | Tự khai báo đánh nhau, giáo viên đánh giá hành vi gây hấn thể xác | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile và cộng sự. (29) | 2014 | Singapore | Châu Á | Sáu mục đánh giá sự xâm lược thể chất | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer và Sagiogluo (30) | 2017 | American | trắng | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, hai mục) | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner và Strohmeier (31) | 2015 | Người Áo | trắng | Bạo lực cá nhân | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf và cộng sự. (32) | 2008 | Tiếng Đức | trắng | bạo lực học sinh | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull và cộng sự. (33) | 2014 | American | trắng | Đánh người ngoài gia đình, đưa đến văn phòng nhà trường vì đánh nhau | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| Mẫu phụ 1 | trắng | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| Mẫu phụ 2 | Người Tây ban nha | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| Mẫu phụ 3 | Châu Á | 49 | -0.098 | -0.097 | -0.040 | |||||
| Krahé và cộng sự. (34)‡ | 2012 | Tiếng Đức | trắng | Tự báo cáo (năm mục) và hành vi gây hấn thể chất do giáo viên báo cáo (1 mục) | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens và cộng sự. (35)‡ | 2011 | Tiếng Hà Lan | trắng | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, bảy mục) | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | -§ | 0.09 |
| Möller và Krahé (36)†,‡ | 2009 | Tiếng Đức | trắng | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, bảy mục) | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya và cộng sự. (37)† | 2008 | Tiếng Nhật | Châu Á | Bảng câu hỏi về hành vi xâm lược của Buss & Perry (vật lý, sáu mục) | 498 | ∼10.5 | 0.9 | 0.072 | -0.001¶ | -0.001 |
| Staude-Müller (38) | 2011 | Tiếng Đức | trắng | “Hung hăng-nghiêng” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch và cộng sự. (39)‡ | 2011 | Tiếng Đức | trắng | Đề cử ngang hàng, đánh giá của giáo viên: Biến tiềm ẩn | 228 | 8.9 | 1.0 | -0.021 | -0.031 | -0.010 |
| Willoughby và cộng sự. (40)‡ | 2012 | Canada | trắng | Sự xâm lược trực tiếp (công khai). Hiệu ứng liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực kéo dài 9–12 với độ dốc quá lớn | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
Lưu ý: von Salisch và cộng sự. (39) chỉ sử dụng đề cử của bạn bè và xếp hạng của giáo viên để đo lường sự gây hấn; tất cả các nghiên cứu khác bao gồm các phép đo tự báo cáo về sự gây hấn.
Bảng 1 tóm tắt các đặc điểm chính của những nghiên cứu này, bao gồm quốc tịch của người tham gia và việc phân loại những người tham gia của chúng tôi là đại diện của ba dân tộc chính: Da trắng, Tây Ban Nha và Châu Á. Ngoài ra, bảng này bao gồm mô tả ngắn gọn về biện pháp gây hấn thể chất được sử dụng, độ tuổi trung bình của những người tham gia ở thời điểm ban đầu, độ trễ thời gian để đánh giá hành vi gây hấn thể chất tiếp theo và ước tính quy mô tác động không có đồng biến số ngoài hành vi gây hấn cơ bản, với hành vi gây hấn cơ bản và giới tính, và với tất cả các đồng biến có trong báo cáo gốc.
Phân tích cơ bản.
Ước tính quy mô hiệu ứng chỉ sử dụng độ trễ tự hồi quy làm hiệp phương sai.
Đối với tất cả ngoại trừ một trong các bộ dữ liệu, chúng tôi có thể thu được ước tính về hệ số hồi quy được tiêu chuẩn hóa chỉ liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực ban đầu với hành vi gây hấn thể chất sau đó, đồng biến với hành vi gây hấn thể chất ban đầu (Bảng 1). Phân tích tổng hợp về tác động cố định mang lại hệ số trung bình là β = 0.113, KTC 95% = (0.098, 0.128), z = 14.815, P < 0.001 và thống kê Q, χ2(22) = 61.820, P < 0.001, điều đó cho thấy sự không đồng nhất đáng kể. Phân tích tổng hợp về hiệu ứng ngẫu nhiên của Hedges–Vevea mang lại ước tính quy mô hiệu ứng tương tự, β = 0.106, KTC 95% = (0.078, 0.134), z = 7.462, P < 0.001 và thống kê Q, χ2(22) = 28.109, P = 0.172, biểu thị tính không đồng nhất không đáng kể.
Ước tính quy mô hiệu ứng bằng cách sử dụng độ trễ tự hồi quy cộng với hiệp phương sai.
Các phân tích tiếp theo được tiến hành với các ước tính liên quan được điều chỉnh cho tất cả các biến số được sử dụng trong 24 kết quả được báo cáo ban đầu. Phần lớn các nghiên cứu đã báo cáo những ước tính tích cực chỉ ra rằng việc chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến sự gia tăng theo thời gian trong việc kiểm soát hành vi gây hấn thể chất đối với hành vi gây hấn trước đó và tất cả các đồng biến khác.
Phân tích tổng hợp về tác động cố định mang lại hệ số trung bình là β = 0.080, KTC 95% = (0.065, 0.094), z = 10.387, P < 0.001 và thống kê Q, χ2(23) = 50.556, P = 0.001 (biểu thị tính không đồng nhất đáng kể). Phân tích tác động ngẫu nhiên của Hedges–Vevea mang lại ước tính quy mô tác động tương tự, β = 0.078, KTC 95% = (0.053, 0.102), z = 6.173, P < 0.001 và thống kê Q, χ2(23) = 27.404, P = 0.239, biểu thị tính không đồng nhất không đáng kể. (Kết quả từ các phân tích bao gồm cả độ trễ tự hồi quy và giới tính dưới dạng đồng biến nằm giữa các ước tính từ hai phân tích này. Chúng có sẵn từ các tác giả theo yêu cầu.)
Sai lệch xuất bản.
Chúng tôi đã tiến hành ba phân tích để đánh giá khả năng thiên vị xuất bản, không có phân tích nào tìm thấy bằng chứng đánh giá quá cao tác động trong tài liệu. Rosenthal không an toàn n các ước tính chỉ ra rằng cần có hơn 700 kết quả không có giá trị để gây nguy hiểm cho kết luận rằng tồn tại mối quan hệ chiều dọc tích cực giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và hành vi gây hấn thể chất (ước tính chỉ sử dụng đồng biến độ trễ tự hồi quy gây hấn, Fail-Safe n = 1,334; ước tính sử dụng tất cả các đồng biến, Fail-Safe n = 723). Người ăn xin và Mazumdar (41) tương quan xếp hạng τ-b không có ý nghĩa đối với cả mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên chỉ bao gồm độ trễ tự hồi quy của hành vi gây hấn trước đó, τ-b = −0.269, P = 0.072 và mô hình bao gồm tất cả các biến số, τ-b = −0.033, P = 0.823. Cuối cùng, phân tích cắt và điền (42, 43) được áp dụng cho những dữ liệu này không gây thêm bất kỳ ảnh hưởng nào tới việc phân phối, một lần nữa cho thấy thiếu sự thiên vị về xuất bản.
Phân tích của người điều hành.
Để khám phá những yếu tố điều tiết tiềm năng của những tác động được quan sát này, chúng tôi đã kiểm tra sự thay đổi trong ước tính quy mô hiệu ứng liên quan đến ba đặc điểm nghiên cứu: dân tộc của người tham gia, độ tuổi và độ trễ thời gian giữa các lần đo mức độ gây hấn.
Dân tộc.
Các phân tích của người điều hành đã được tiến hành để kiểm tra sự thay đổi về quy mô hiệu ứng theo chức năng của dân tộc người tham gia. Trong tất cả trừ một trường hợp, các nghiên cứu được phân loại dựa trên dân tộc chiếm ưu thế của mẫu: Da trắng, Tây Ban Nha hoặc Châu Á (Bảng 1). Trong trường hợp nghiên cứu của Hull et al. (33) có thể tính toán kích thước hiệu ứng riêng biệt cho từng loại dân tộc này dựa trên nhận dạng tự nhận dạng của mỗi người tham gia. Mặc dù tất cả các phân tích khác đều sử dụng ước tính quy mô hiệu ứng tổng thể từ Hull et al. tổng số mẫu (n = 2,723), các phân tích kiểm tra tác động điều tiết của sắc tộc thay vào đó liên quan đến mức độ ảnh hưởng cụ thể liên quan đến từng yếu tố trong số ba Hull et al. mẫu phụ: Trắng (n = 1,831), Tây Ban Nha (n = 442), và Người Châu Á/Đảo Thái Bình Dương (n =
Một phân tích điều tiết tác động cố định sử dụng ba loại dân tộc trong Bảng 1 áp dụng cho các ước tính “chỉ độ trễ tự hồi quy” mang lại hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ2(2) = 13.658, P = 0.001. Các phân tích riêng biệt chỉ ra rằng tác động này lớn nhất ở những người tham gia Da trắng, ở mức trung bình ở những người tham gia châu Á và nhỏ nhất ở những người tham gia gốc Tây Ban Nha (xem Sung. 1 để biết các ước tính trong mỗi nhóm, ngoài các ước tính tổng thể dựa trên các mẫu nghiên cứu này). Phân tích của yếu tố điều tiết tác động cố định sử dụng hai nhóm dân tộc gốc Tây Ban Nha và không phải gốc Tây Ban Nha cũng mang lại hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ2(1) = 6.820, P = 0.009. Cả so sánh người điều tiết tác động ngẫu nhiên của ba dân tộc và so sánh tác động ngẫu nhiên của mẫu gốc Tây Ban Nha và mẫu không phải gốc Tây Ban Nha đều có ý nghĩa gần đúng, [χ2(2) = 5.125, P = 0.077 và χ2(1) = 3.745, P = 0.053 tương ứng].
Các hệ số hồi quy được tiêu chuẩn hóa (β) liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực cơ bản với hành vi gây hấn thể chất tiếp theo, bao gồm cả độ trễ tự hồi quy đối với hành vi gây hấn và dựa trên dữ liệu được chọn để phân tích người điều tiết sắc tộc. Kích thước hiệu ứng ước tính β (ES; hình vuông) và khoảng tin cậy 95% (CI; đường) được hiển thị cho tất cả các hiệu ứng được đưa vào phân tích tổng hợp (19–21, 23–31, 33–40). Kim cương đại diện cho giá trị trung bình có trọng số phân tích tổng hợp β. Tỷ lệ phần trăm trọng lượng cho các mô hình hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên được gắn nhãn lần lượt là W(fix) và W(rand). Đối với các nghiên cứu có nhiều mẫu độc lập, kết quả của từng mẫu được báo cáo riêng và được đánh số 1, 2 hoặc 3.
Phân tích của yếu tố điều tiết tác động cố định sử dụng ba loại nhóm được áp dụng cho ước tính “tất cả các biến số” mang lại hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ2(2) = 9.059, P = 0.011, có cùng dạng như đã quan sát trước đó. Trong trường hợp này, cả sự so sánh của người điều tiết tác động ngẫu nhiên giữa ba dân tộc, χ2(2) = 3.915, P = 0.141, cũng không phải so sánh giữa người gốc Tây Ban Nha và không phải gốc Tây Ban Nha, χ2 (1) = 2.280, P = 0.131, đạt ý nghĩa thống kê.
Thời gian trễ.
Phân tích bộ điều tiết tác động cố định sử dụng ba loại độ trễ thời gian (nhỏ hơn 1 y, 1 y, lớn hơn 1 y) được áp dụng cho ước tính “chỉ độ trễ tự hồi quy” đã mang lại hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ2(2) = 14.218, P < 0.001. Các phân tích riêng biệt chỉ ra rằng tác động lớn nhất trong các nghiên cứu có độ trễ dài hơn 1 y, β = 0.157, CI 95% = (0.130, 0.184), z = 11.220, P < 0.001 và nhỏ hơn trong các nghiên cứu có độ trễ bằng 1 y, β = 0.094, KTC 95% = (0.069, 0.120), z = 7.243, P < 0.001 hoặc nhỏ hơn 1 y, β = 0.095, KTC 95% = (0.070, 0.120), z = 7.441, P < 0.001. Phân tích điều tiết tác động ngẫu nhiên không đạt được mức ý nghĩa thông thường, χ2(2) = 4.001, P = 0.135.
Tuổi tác.
Phân tích của yếu tố điều tiết tác động cố định sử dụng hai nhóm tuổi (12 tuổi trở xuống, 13 tuổi trở lên) mang lại hiệu ứng điều tiết có mức ý nghĩa gần như ý nghĩa, χ2(1) = 3.788, P = 0.052. Các phân tích riêng biệt chỉ ra rằng tác động này lớn hơn một chút trong các nghiên cứu kiểm tra tác động ở trẻ lớn hơn, β = 0.128, KTC 95% = (0.109, 0.147), z = 13.119, P < 0.001, so với những người có con nhỏ, β = 0.097, KTC 95% = (0.072, 0.122), z = 7.456, P < 0.001. Phân tích điều tiết tác động ngẫu nhiên không đạt được mức ý nghĩa thông thường, χ2(1) = 0.982, P = 0.322.
Thảo luận
Các nhà nghiên cứu đã bị chia rẽ về câu hỏi liệu việc chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến việc gia tăng hành vi gây hấn về thể chất sau này hay không. Mặc dù phần lớn các nhà nghiên cứu đã tranh luận về mối liên hệ như vậy, nhưng một thiểu số lớn tiếng đã tuyên bố rằng bằng chứng hiện có là sai sót ở nhiều khía cạnh. Kết quả của chúng tôi nói lên ba trong số bốn lời chỉ trích cụ thể về tài liệu này đã được nêu trước đó.
Đầu tiên, để giải quyết những lời chỉ trích rằng nhiều nghiên cứu hiện tại đã sử dụng các biện pháp gây hấn “không nghiêm trọng” (ví dụ: nhận thức hoặc cảm xúc hung hăng), chúng tôi đã giới hạn phân tích tổng hợp của mình ở những nghiên cứu đo lường những thay đổi về hành vi gây hấn công khai, thể chất trong nhiều tháng hoặc nhiều năm. Kết quả của chúng tôi đã chứng minh hiệu quả phân tích tổng hợp đáng tin cậy trong các nghiên cứu theo chiều dọc ngay cả khi kiểm soát mức độ gây hấn cơ bản về thể chất, cho thấy rằng tác động của trò chơi điện tử bạo lực còn mở rộng đến các hành vi có ý nghĩa trong thế giới thực.
Thứ hai, để giải quyết các lập luận cho rằng các ước tính về hiệu ứng này là giả mạo do không bao gồm các biện pháp kiểm soát thống kê đầy đủ, trước tiên, chúng tôi đã tiến hành phân tích với mức độ gây hấn cơ bản là hiệp phương sai duy nhất và một lần nữa với tất cả các hiệp phương sai ban đầu được đưa vào mỗi nghiên cứu. Kết quả cho thấy rằng việc đưa vào các đồng biến dường như chỉ có tác động nhỏ đến mối liên hệ ước tính giữa việc chơi trò chơi và sự gây hấn. Thật vậy, đối với hai trong số ba nghiên cứu được báo cáo bởi Ferguson et al. (20, 21), việc đưa vào các đồng biến ưa thích của họ đã làm tăng nhẹ quy mô của mối liên kết (Bảng 1).
Thứ ba, trong khi các phân tích tổng hợp hiện tại bị chỉ trích là không tính đến khả năng sai lệch xuất bản, chúng tôi không quan sát thấy bằng chứng nào cho thấy các nghiên cứu có quy mô tác động vô giá trị hoặc tiêu cực đã được trình bày không đúng mức trong tài liệu, mặc dù sử dụng ba phương pháp phân tích khác nhau để đánh giá sai lệch xuất bản. Điều quan trọng là các phương pháp phân tích được sử dụng để đi đến kết luận này đã được chứng minh là có những phẩm chất bổ sung cho nhau: kỹ thuật cắt và điền có độ tin cậy thống kê cao nhưng tỷ lệ lỗi loại I cao, trong khi thử nghiệm tương quan xếp hạng của Begg và Mazumdar có độ tin cậy thấp hơn nhưng hầu như không có lỗi loại I (44). Việc cả hai thử nghiệm này đều đưa ra cùng một kết luận cho thấy kết quả là đáng tin cậy.
Đối với lời chỉ trích thứ tư, tập trung vào quy mô của các hiệu ứng này, phân tích tổng hợp của chúng tôi mang lại quy mô hiệu ứng khiêm tốn là ≈0.11 khi không đưa vào các đồng biến bổ sung. Ferguson và các đồng nghiệp của ông đã lưu ý rằng hệ số hồi quy 0.10 chỉ liên quan đến 1% phương sai trong kết quả và kết luận rằng hệ số này quá nhỏ đến mức vô nghĩa. Tuy nhiên, những người khác phản đối rằng các hệ số hồi quy bình phương cung cấp một thước đo ít phù hợp hơn để đánh giá tầm quan trọng thực tế của các tác động so với ước tính rủi ro tương đối (1, 45). Trên thực tế, Rosenthal (45) cho rằng sự phụ thuộc vào r2 các giá trị để giải thích mức độ ảnh hưởng đặc biệt có vấn đề trong bối cảnh nghiên cứu các hành vi chống đối xã hội, chẳng hạn như gây hấn, nêu rõ “khả năng dự đoán và kiểm soát hành vi chống đối xã hội của chúng ta không hề tầm thường về mặt thực tế, mặc dù có vẻ rất nhỏ”. r2s thu được trong hầu hết các nghiên cứu” (45). Bất kể định nghĩa chủ quan của một người về mức độ ảnh hưởng có ý nghĩa như thế nào, rõ ràng là có một ảnh hưởng đáng tin cậy và có ý nghĩa thống kê tồn tại trong tài liệu.
Mặc dù nghiên cứu của chúng tôi ủng hộ quan điểm hoài nghi về những lời chỉ trích nói trên đối với tài liệu về VGV và sự gây hấn, nhưng kết quả của chúng tôi đưa ra một lời giải thích khả thi khác cho những kết luận khác nhau mà các nhà nghiên cứu ở các phía đối lập của cuộc tranh luận đưa ra. Cụ thể, chúng tôi đã tìm thấy bằng chứng cho thấy tác động của VGV đối với hành vi gây hấn được kiểm duyệt theo chủng tộc mẫu, trong đó những người tham gia là người Da trắng cho thấy tác động mạnh nhất và những người tham gia là người gốc Tây Ban Nha không có tác động đáng kể. Hiệu ứng đối với những người tham gia châu Á nằm ở giữa hai nhóm còn lại.
Khả năng tác động của trò chơi điện tử bạo lực đối với hành vi gây hấn được kiểm duyệt theo sắc tộc đã được nêu ra trong một phân tích tổng hợp trước đây của Anderson và cộng sự. (6) bao gồm cả mẫu phương Tây và châu Á (nhưng không phải mẫu Tây Ban Nha). Đồng thời, các tác giả này nhận thấy rằng: (i) tác động điều tiết của sắc tộc chỉ đạt đến mức ý nghĩa thông thường và (ii) không thể tách rời khỏi sự khác biệt trong phương pháp nghiên cứu. Một phân tích tổng hợp tiếp theo của Ferguson (15) đã lặp lại và mở rộng phát hiện này bằng cách chỉ ra rằng hiệu ứng trò chơi điện tử có ở các mẫu người phương Tây chứ không phải người châu Á hoặc người gốc Tây Ban Nha. Tuy nhiên, vì những phân tích đó liên quan đến các nghiên cứu về tất cả các loại thiết kế (bao gồm cả không theo chiều dọc) và không tính đến loại trò chơi (bạo lực và không bạo lực) trong các phép đo mức độ tiếp xúc với trò chơi điện tử của nghiên cứu, nên kết quả không nói trực tiếp đến câu hỏi về Hiệu ứng VGV theo thời gian.
Ngược lại, phân tích tổng hợp hiện tại tập trung đặc biệt vào các nghiên cứu về việc tiếp xúc với trò chơi điện tử bạo lực sử dụng các thiết kế theo chiều dọc và mở rộng dựa trên những phát hiện của Anderson và cộng sự. (6) bằng cách bao gồm nhiều nghiên cứu theo chiều dọc được công bố kể từ đó và bằng cách phân biệt các mẫu người gốc Tây Ban Nha ngoài người da trắng và người châu Á. Kết quả của chúng tôi cho thấy tác động điều tiết có ý nghĩa thống kê về chủng tộc (mặc dù sử dụng các ước tính hiệu ứng cố định), do đó mối liên hệ mạnh nhất được quan sát thấy giữa các mẫu Da trắng, mối liên hệ trung gian đối với các mẫu châu Á và mối liên hệ nhỏ, không có ý nghĩa đối với các mẫu gốc Tây Ban Nha. Điều đó nói lên rằng, với số lượng nghiên cứu nhỏ với mẫu người gốc Tây Ban Nha, rõ ràng cần có nhiều nghiên cứu hơn về nhóm đối tượng này trước khi đưa ra kết luận chắc chắn về tác động của trò chơi bạo lực đối với nhóm này.
Ngay cả khi có sự khác biệt giữa các nhóm dân tộc, câu hỏi vẫn là tại sao dân tộc có thể giảm bớt ảnh hưởng của trò chơi điện tử bạo lực đối với hành vi hung hãn. Anderson và cộng sự. (6) đã đưa ra năm lý do để mong đợi quy mô hiệu ứng truyền thông ở các xã hội phương Đông nhỏ hơn so với xã hội phương Tây. Cụ thể, họ thảo luận về sự khác biệt giữa các nền văn hóa trong: (i) bạo lực được bối cảnh hóa như thế nào trên các phương tiện truyền thông; (ii) mức độ mà các cá nhân quan tâm đến bối cảnh hành động theo tình huống; (iii) ý nghĩa, trải nghiệm và cách xử lý cảm xúc; (iv) bối cảnh công-riêng trong đó trò chơi điện tử thường được chơi; Và (v) mạng xã hội của game thủ. Vì những lý do này, chúng tôi sẽ bổ sung thêm các biến thể giữa các nền văn hóa với nghĩa là thủ phạm và nạn nhân của sự xâm lược. Từ quan điểm này, các nền văn hóa đề cao trách nhiệm xã hội và sự đồng cảm với nạn nhân bạo lực có thể làm giảm tác động của việc chơi trò chơi bạo lực bằng cách khiến các cá nhân tránh xa về mặt tâm lý khỏi hành vi gây hấn ảo cũng như những tác động của nó đối với giá trị cá nhân và hành vi trong thế giới thực của họ. Ngược lại, các nền văn hóa đề cao chủ nghĩa cá nhân mạnh mẽ và tâm lý giống như một chiến binh có thể khiến các cá nhân đồng cảm với vai trò của kẻ gây hấn và làm giảm thiện cảm với nạn nhân ảo của họ, gây ra hậu quả cho các giá trị và hành vi của họ bên ngoài trò chơi.
Đối với cách giải thích như vậy về sự điều tiết dựa trên sắc tộc về tác động của VGV đối với sự gây hấn được quan sát thấy trong siêu phân tích hiện tại, Anderson và cộng sự. (6) phát hiện ra rằng văn hóa đã điều chỉnh tác động của việc chơi trò chơi điện tử bạo lực lên sự mẫn cảm với bạo lực và sự đồng cảm sao cho những người tham gia từ các nền văn hóa phương Tây cho thấy sự mẫn cảm hơn và giảm sự đồng cảm nhiều hơn so với những người đến từ các nền văn hóa phương Đông. Những phát hiện của Ramos và cộng sự. (46) gợi ý rằng, tương tự như những người đến từ các nền văn hóa phương Đông, những người tham gia là người gốc Tây Ban Nha dường như duy trì sự đồng cảm với các nạn nhân khi truyền thông mô tả bạo lực. Đối với việc giải mẫn cảm và giảm sự đồng cảm là nguyên nhân gây ra tác động của VGV đối với hành vi gây hấn sau đó, Bartholow et al. (47) nhận thấy rằng sự đồng cảm làm trung gian cho tác động của VGV đối với sự gây hấn trong một thiết kế thử nghiệm. Đồng thời, trong khi sự đồng cảm với nạn nhân của VGV có thể làm giảm hành vi gây hấn tiếp theo, thì sự đồng cảm với thủ phạm thực sự có thể làm tăng hành vi gây hấn tiếp theo bằng cách thúc đẩy sự biện minh cho hành động của họ (ví dụ: ref. 48 và 49). Rõ ràng, mặc dù lý giải của chúng tôi nhất quán với nhiều phát hiện thực nghiệm khác nhau, nhưng cần có nghiên cứu bổ sung để thiết lập sự đồng cảm như một yếu tố trung gian hợp lý về ảnh hưởng điều hòa được quan sát thấy của sắc tộc đối với sự gây hấn trong siêu phân tích hiện nay.
Kết luận
Trên cơ sở phân tích tổng hợp này, chúng tôi kết luận rằng việc chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến mức độ gây hấn thể chất công khai cao hơn theo thời gian, sau khi tính đến hành vi gây hấn trước đó. Những phát hiện này ủng hộ tuyên bố chung rằng việc chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến sự gia tăng hành vi gây hấn về thể chất theo thời gian. Hơn nữa, kết quả nói lên ba lời chỉ trích cụ thể về tài liệu này bằng cách chứng minh: (i) rằng việc chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến sự gia tăng các biện pháp hành vi hung hăng nghiêm trọng (tức là công khai, gây hấn thể xác), (ii) ước tính về hiệu ứng này chỉ giảm nhẹ khi đưa vào các đồng biến thống kê và (iii) bằng cách không tìm thấy bằng chứng nào về sự thiên vị trong xuất bản.
Các kết quả còn cho thấy hiệu ứng VGV đối với sự gây hấn có thể được kiểm duyệt theo chủng tộc mẫu sao cho nó được quan sát rõ ràng nhất ở những người tham gia Da trắng, ít mạnh mẽ hơn nhưng được quan sát một cách đáng tin cậy ở những người tham gia châu Á và không đáng tin cậy ở những người tham gia gốc Tây Ban Nha. Ngoài ra, các thiết kế có độ trễ thời gian dài hơn dường như có liên quan đến các hiệu ứng lớn hơn, một phát hiện phù hợp với các quan sát trong các nghiên cứu đa sóng (ví dụ: ref. 33).
Tóm lại, kết quả phân tích tổng hợp của chúng tôi đặt ra những thách thức nghiêm trọng đối với một số lời chỉ trích chính về tài liệu liên kết VGV và hành vi gây hấn thể xác, đồng thời chúng đưa ra lời giải thích đơn giản cho những phát hiện không nhất quán của các nhà nghiên cứu ở các phe đối lập trong cuộc tranh luận. Chúng tôi hy vọng những phát hiện này sẽ hỗ trợ lĩnh vực này vượt qua câu hỏi liệu trò chơi điện tử bạo lực có làm tăng hành vi hung hãn hay không và hướng tới các câu hỏi liên quan đến lý do tại sao, khi nào và đối với ai chúng có những tác động như vậy.
Chú thích
Các tác giả tuyên bố không có xung đột lợi ích.
Bài viết này là một bài nộp trực tiếp PNAS.
Bài viết này là kết quả của Hội thảo Arthur M. Sackler của Viện Hàn lâm Khoa học Quốc gia, “Truyền thông Kỹ thuật số và Phát triển Tư duy,” được tổ chức từ ngày 14 đến ngày 16 tháng 2015 năm XNUMX, tại Trung tâm Arnold và Mabel Beckman của Viện Hàn lâm Khoa học và Kỹ thuật Quốc gia ở Irvine , CA. Chương trình hoàn chỉnh và các bản ghi video của hầu hết các bài thuyết trình đều có sẵn trên trang web của NAS tại www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
;