Tóm tắt
Để làm rõ và định lượng ảnh hưởng của bạo lực trong trò chơi điện tử (VGV) đến hành vi hung hăng, chúng tôi đã tiến hành phân tích tổng hợp tất cả các nghiên cứu tiềm năng cho đến nay đánh giá mối liên hệ giữa việc tiếp xúc với VGV và hành vi hung hăng 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 khoảng thời gian 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 chuẩn hóa cho tác động tiềm năng của VGV đến hành vi hung hăng sau đó, có kiểm soát hành vi hung hăng ban đầu. VGV có liên quan đến hành vi hung hăng khi sử dụng cả mô hình hiệu ứng 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 tất cả các biến kiểm soát có sẵn được đưa vào, kích thước của hiệu ứng vẫn có ý nghĩa thống kê đối với cả hai mô hình [β = 0.080 (0.065, 0.094) và β = 0.078 (0.053, 0.102), tương ứng]. Không tìm thấy bằng chứng về sai lệch xuất bản. Dân tộc là một yếu tố điều chỉnh có ý nghĩa thống kê đối với các mô hình hiệu ứng cố định ( P ≤ 0.011) nhưng không có ý nghĩa thống kê đối với các mô hình hiệu ứng ngẫu nhiên. Phân tích phân tầng cho thấy hiệu ứng lớn nhất ở người da trắng, trung bình ở người châu Á và không có ý nghĩa thống kê ở người gốc Tây Ban Nha. Phần thảo luận tập trung vào ý nghĩa của những phát hiện này đối với các cuộc tranh luận hiện nay về ảnh hưởng của trò chơi điện tử bạo lực đối với hành vi gây hấn về thể chất.
Một cuộc tranh cãi đã nảy sinh về mối quan hệ giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và sự hung hăng ( 1–4 ) . Trong khi đa số những người tiến hành nghiên cứu về chủ đề này cho rằng việc chơi những trò chơi như vậy làm tăng hành vi hung hăng, thì một thiểu số lên tiếng cho rằng mối quan hệ giữa việc chơi game và hành vi hung hăng trong thế giới thực là bị phóng đại quá mức hoặc là không có cơ sở. Cuộc tranh cãi này đã có những tác động quan trọng trong thế giới thực. Năm 2011, Tòa án Tối cao Hoa Kỳ đã bác bỏ một đạo luật của California được thiết kế để hạn chế việc mua và thuê các trò chơi điện tử cực kỳ bạo lực đối với trẻ em ( 5 ). Ý kiến đa số bày tỏ sự hoài nghi về tầm quan trọng của các tác động 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
Luận điểm cho rằng chơi trò chơi điện tử bạo lực làm tăng hành vi hung hăng đã được Anderson et al. ( 6 ; xem thêm tài liệu tham khảo 7 và 8 ) chứng minh một cách mạnh mẽ nhất. Cụ thể, các tác giả này đã thực hiện một phân tích tổng hợp toàn diện về tài liệu nghiên cứu 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 hướng thiện công khai. Phân tích tổng hợp của họ đã xem xét các tác động từ hơn 130 báo cáo nghiên cứu dựa trên hơn 130,000 người tham gia. Dựa trên các 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 cảm xúc hung hăng, cũng như liên quan tiêu cực đến sự đồng cảm với nạn nhân của bạo lực và hành vi hướng thiện. Hơn nữa, các tác giả kết luận rằng những tác động này có độ tin cậy thống kê trong các nghiên cứu thực nghiệm, cắt ngang và dọc, được quan sát thấy trên các nền văn hóa, giới tính và loại trò chơi (ví dụ: góc nhìn người thứ nhất so với người thứ ba; mục tiêu là con người so với phi con người; v.v.), và các nghiên cứu có phương pháp luận vượt trội hơn có xu hướng mang lại hiệu quả lớn hơn. Một phân tích tổng hợp gần đây hơn của Greitemeyer và Mügge ( 9 ) đã đưa ra những 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 khả năng dân tộc và văn hóa có thể điều chỉnh tác động của VGV. Anderson et al. ( 6 ) lưu ý trong phân tích tổng hợp của họ về hành vi hung hăng trong các thiết kế theo chiều dọc rằng tác động của VGV lớn hơn một chút ở các nền văn hóa phương Tây so với phương Đông và sự khác biệt này gần đạt mức ý nghĩa thống kê ( P = 0.07). Đồng thời, trong những so sánh này, sự khác biệt về văn hóa bị lẫn lộn với sự khác biệt trong thiết kế nghiên cứu, do đó “không rõ liệu sự khác biệt nên được quy cho sự khác biệt về văn hóa trong tính dễ bị tổn thương hay do việc sử dụng các biện pháp khác nhau” ( 6 ).
Khả năng sắc tộc có thể điều chỉnh tác động của việc tiếp xúc với trò chơi điện tử lên hành vi hung hăng đã được Ferguson ( 15 ) chứng thực trong phân tích tổng hợp gần đây của ông. Trong công trình 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 thống kê trong các nghiên cứu sử dụng mẫu châu Á hoặc gốc Tây Ban Nha. Bởi vì những phát hiện phân tích tổng hợp này dựa trên các nghiên cứu đo lường việc tiếp xúc với tất cả các trò chơi điện tử (thay vì tập trung vào các trò chơi bạo lực), nên kết quả có thể không giải đáp được các câu hỏi về tác động của VGV nói riêng, nhưng chúng ủng hộ quan điểm về sắc tộc như một yếu tố điều chỉnh tiềm năng của các kết quả hung hăng.
Phân tích tổng hợp nghiên cứu theo chiều dọc về VGV và hành vi hung hăng
Bài đánh giá này nhằm mục đích giải quyết bốn lập luận đã được nêu ở trên phản bác mối quan hệ giữa trò chơi điện tử bạo lực và hành vi hung hăng, đồng thời đánh giá lại bằng chứng về vai trò của sắc tộc như một yếu tố điều chỉnh mối quan hệ này. Khi xem xét tài liệu, chúng tôi tập trung vào những gì chúng tôi cho là cung cấp thử nghiệm nghiêm ngặt và phù hợp nhất cho giả thuyết trò chơi điện tử bạo lực → hành vi hung hăng: các thiết kế nghiên cứu theo chiều dọc kiểm tra mối liên hệ giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực tại một thời điểm nhất định với hành vi hung hăng thể chất công khai tại một thời điểm tiếp theo, đồng thời kiểm soát hành vi hung hăng trước đó. Bằng cách tập trung vào hành vi hung hăng thể chất công khai, chúng tôi tránh được sự chỉ trích rằng các biện pháp không nghiêm trọng khác về hành vi hung hăng làm tăng sai lệch kích thước hiệu ứng được thấy trong tài liệu. Bằng cách tiến hành phân tích tổng hợp, chúng tôi có thể ước tính kích thước trung bình, độ tin cậy thống kê và tính không đồng nhất của các hiệu ứng trong tài liệu. Điều này cho phép chúng tôi kiểm tra mức độ mà các ước tính đó thay đổi theo ( i ) các biến thống kê được các nhà nghiên cứu riêng lẻ đưa vào và ( ii ) văn hóa/sắc tộc của người tham gia. Cuối cùng, chúng tôi đã tìm kiếm bằng chứng về sai lệch 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 kích thước hiệu ứng được sử dụng là hệ số hồi quy 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 khi bao gồm cả hành vi gây hấn trước đó như một biến kiểm soát. Ước tính này được ưu tiên hơn so với hệ số tương quan bậc không vì nó mô tả tốt hơn mối quan hệ cần quan tâm, cụ thể là mối liên hệ giữa việc tiếp xúc với trò chơi điện tử bạo lực và sự thay đổi hành vi gây hấn sau đó, điều này đòi hỏi phải xem xét hành vi gây hấn trước đó. Ngoài ra, trong trường hợp các nhà nghiên cứu đưa các biến kiểm soát khác 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, chúng tôi đã liên hệ với từng nhóm nghiên cứu và yêu cầu họ cung cấp cho chúng tôi hệ số hồi quy chuẩn hóa liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực ở mức cơ sở khi được sử dụng để dự đoán hành vi gây hấn thể chất sau đó trong khi kiểm soát: ( i ) chỉ hành vi gây hấn thể chất ở mức cơ sở và ( ii ) hành vi gây hấn thể chất ở mức cơ sở và giới tính.
Phân tích thống kê.
Chúng tôi ước tính các hiệu ứng tổng thể và tính không đồng nhất trong kích thước 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 được quan sát có thể dự đoán được từ ba đặc điểm nghiên cứu có thể xác định được hay không: dân tộc của người tham gia chiếm đa số, tuổi trung bình của người tham gia khi bắt đầu nghiên cứu và độ trễ thời gian theo chiều dọc trong việc đo lường sự hung hăng. Cuối cùng, chúng tôi đã thực hiện các phân tích thiên 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 thiên 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 | Sex Mỹ | 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 | 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 | 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 | Sex Mỹ | 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 | Sex Mỹ | 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 | Sex Mỹ | 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 | Sex Mỹ | 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 | Sex Mỹ | 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 | Sex Mỹ | 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 | Đức | trắng | bạo lực học sinh | 314 | 12 | 2.7 | -§ | -§ | 0.18 |
| Hull và cộng sự. (33) | 2014 | Sex Mỹ | 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 | 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 | 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 | Đức | trắng | “Hung hăng-nghiêng” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | -0.020 |
| von Salisch và cộng sự. (39)‡ | 2011 | 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 et al. ( 39 ) chỉ sử dụng đề cử của bạn bè và đánh giá của giáo viên để đo lường sự hung hăng; tất cả các nghiên cứu khác đều bao gồm các phép đo tự báo cáo về sự hung hăng.
Bảng 1 tóm tắt các đặc điểm chính của các nghiên cứu này, bao gồm quốc tịch của người tham gia và phân loại người tham gia thành ba nhóm dân tộc chính: Da trắng, gốc Tây Ban Nha và châu Á. Ngoài ra, bảng còn bao gồm mô tả ngắn gọn về thước đo hành vi gây hấn thể chất được sử dụng, tuổi trung bình của người tham gia tại thời điểm ban đầu, khoảng thời gian trễ đến khi đánh giá hành vi gây hấn thể chất tiếp theo, và ước tính kích thước hiệu ứng khi không có các biến kiểm soát khác ngoài hành vi gây hấn ban đầu, khi có hành vi gây hấn ban đầu và giới tính, và khi có tất cả các biến kiểm soát được bao gồm 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 các bộ dữ liệu ngoại trừ một bộ dữ liệu, chúng tôi có thể thu được ước tính hệ số hồi quy chuẩn hóa liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực ban đầu với hành vi gây hấn thể chất sau đó, có tính đến hành vi gây hấn thể chất ban đầu ( Bảng 1 ). Phân tích tổng hợp hiệu ứng cố định cho hệ số trung bình là β = 0.113, 95% CI = (0.098, 0.128), z = 14.815, P < 0.001 và thống kê Q, χ 2 (22) = 61.820, P < 0.001, cho thấy sự không đồng nhất đáng kể. Phân tích tổng hợp hiệu ứng ngẫu nhiên Hedges–Vevea cho kết quả ước tính kích thước hiệu ứng tương tự, β = 0.106, 95% CI = (0.078, 0.134), z = 7.462, P < 0.001 và thống kê Q, χ 2 (22) = 28.109, P = 0.172, cho thấy 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 hiệu ứng cố định cho hệ số trung bình β = 0.080, 95% CI = (0.065, 0.094), z = 10.387, P < 0.001 và thống kê Q, χ 2 (23) = 50.556, P = 0.001 (cho thấy sự không đồng nhất đáng kể). Phân tích hiệu ứng ngẫu nhiên Hedges–Vevea cho ước tính kích thước hiệu ứng tương tự, β = 0.078, 95% CI = (0.053, 0.102), z = 6.173, P < 0.001 và thống kê Q, χ 2 (23) = 27.404, P = 0.239, cho thấy sự không đồng nhất không đáng kể. (Kết quả từ các phân tích bao gồm cả độ trễ tự hồi quy và giới tính làm biến kiểm soát nằm giữa các ước tính từ hai phân tích này. Có thể yêu cầu các tác giả cung cấp chi tiết hơn.)
Sai lệch xuất bản.
Chúng tôi đã tiến hành ba phân tích để đánh giá khả năng thiên lệch xuất bản, không có phân tích nào tìm thấy bằng chứng về việc đánh giá quá cao hiệu quả trong tài liệu. Ước tính n an toàn của Rosenthal cho thấy cần hơn 700 kết quả không đáng kể để làm lung lay kết luận rằng tồn tại mối quan hệ tích cực theo chiều dọc giữa việc chơi trò chơi điện tử bạo lực và hành vi gây hấn về thể chất (ước tính chỉ sử dụng biến trễ tự hồi quy về hành vi gây hấn, n an toàn = 1,334; ước tính sử dụng tất cả các biến, n an toàn = 723). Hệ số tương quan hạng τ-b của Begg và Mazumdar ( 41 ) không có ý nghĩa thống kê 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, τ-b = −0.033, P = 0.823. Cuối cùng, phân tích cắt tỉa và điền đầy ( 42 , 43 ) được áp dụng cho dữ liệu này không thêm bất kỳ hiệu ứng nào vào phân phối, một lần nữa cho thấy không có thiên lệch 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 điều chỉnh đã được tiến hành để kiểm tra sự biến đổi về kích thước hiệu ứng theo chức năng dân tộc của người tham gia. Trong tất cả các trường hợp ngoại trừ một trường hợp, các nghiên cứu được phân loại dựa trên dân tộc chiếm ưu thế của mẫu: Da trắng, người gốc Tây Ban Nha hoặc người 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 sự tự nhận dạng của mỗi người tham gia. Mặc dù tất cả các phân tích khác đều sử dụng ước tính kích thước hiệu ứng tổng thể từ mẫu tổng thể của Hull et al. ( n = 2,723), các phân tích kiểm tra tác động điều chỉnh của dân tộc thay vào đó liên quan đến kích thước hiệu ứng cụ thể liên quan đến từng trong ba mẫu phụ của Hull et al.: Da trắng ( n = 1,831), người gốc Tây Ban Nha ( n = 442) và người châu Á/Thái Bình Dương ( n = 49).
Phân tích điều tiết hiệu ứng cố định sử dụng ba nhóm dân tộc trong Bảng 1 áp dụng cho các ước tính “chỉ độ trễ tự hồi quy” cho thấy hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ 2 (2) = 13.658, P = 0.001. Các phân tích riêng biệt cho thấy hiệu ứng lớn nhất ở những người tham gia da trắng, trung bình ở những người tham gia châu Á và nhỏ nhất ở những người tham gia gốc Tây Ban Nha (xem Hình 1 để biết các ước tính trong từng nhóm, ngoài các ước tính tổng thể dựa trên các mẫu nghiên cứu này). Phân tích điều tiết hiệu ứng cố định sử dụng hai nhóm dân tộc gốc Tây Ban Nha so với không phải gốc Tây Ban Nha cũng cho thấy hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ 2 (1) = 6.820, P = 0.009. Cả so sánh điều chỉnh hiệu ứng ngẫu nhiên của ba nhóm dân tộc và so sánh hiệu ứng ngẫu nhiên của mẫu người gốc Tây Ban Nha so với mẫu không phải người gốc Tây Ban Nha đều gần đạt mức ý nghĩa thống kê, [χ 2 (2) = 5.125, P = 0.077 và χ 2 (1) = 3.745, P = 0.053, tương ứng].
Hệ số hồi quy chuẩn hóa (β) liên quan đến việc chơi trò chơi điện tử bạo lực ở giai đoạn cơ sở với hành vi gây hấn thể chất sau đó, bao gồm độ trễ tự hồi quy đối với hành vi gây hấn và dựa trên dữ liệu được chọn cho phân tích điều chỉnh dân tộc. Kích thước hiệu ứng ước tính β (ES; hình vuông) và khoảng tin cậy 95% (CI; đường thẳng) được hiển thị cho tất cả các hiệu ứng được đưa vào phân tích tổng hợp ( 19 – 21 , 23 – 31 , 33 – 40 ). Hình thoi biểu thị β trung bình có trọng số phân tích tổng hợp. Tỷ lệ phần trăm trọng số cho các mô hình hiệu ứng cố định và hiệu ứng ngẫu nhiên được ký hiệu lần lượt là W(fix) và W(rand). Đối với các nghiên cứu có nhiều mẫu độc lập, kết quả cho mỗi mẫu được báo cáo riêng và được đánh số 1, 2 hoặc 3.
Phân tích điều chỉnh hiệu ứng cố định sử dụng ba nhóm dân tộc được áp dụng cho các ước tính “tất cả các biến đồng biến” đã tạo ra hiệu ứng điều chỉnh đáng kể, χ 2 (2) = 9.059, P = 0.011, có dạng tương tự như đã quan sát trước đây. Trong trường hợp này, cả so sánh điều chỉnh hiệu ứng ngẫu nhiên của ba nhóm dân tộc, χ 2 (2) = 3.915, P = 0.141, cũng như so sánh giữa người gốc Tây Ban Nha và người không phải gốc Tây Ban Nha, χ 2 (1) = 2.280, P = 0.131, đều không đạt được ý nghĩa thống kê.
Thời gian trễ.
Phân tích điều tiết hiệu ứng cố định sử dụng ba loại độ trễ thời gian (ít hơn 1 năm, 1 năm, hơn 1 năm) được áp dụng cho các ước tính “chỉ có độ trễ tự hồi quy” đã tạo ra hiệu ứng điều tiết đáng kể, χ 2 (2) = 14.218, P < 0.001. Các phân tích riêng biệt cho thấy hiệu quả lớn nhất được ghi nhận trong các nghiên cứu có độ trễ lớn hơn 1 năm, β = 0.157, khoảng tin cậy 95% = (0.130, 0.184), z = 11.220, P < 0.001, và nhỏ hơn trong các nghiên cứu có độ trễ bằng 1 năm, β = 0.094, khoảng tin cậy 95% = (0.069, 0.120), z = 7.243, P < 0.001, hoặc nhỏ hơn 1 năm, β = 0.095, khoảng tin cậy 95% = (0.070, 0.120), z = 7.441, P < 0.001. Phân tích điều chỉnh hiệu ứng ngẫu nhiên không đạt được mức ý nghĩa thông thường, χ 2 (2) = 4.001, P = 0.135.
Tuổi tác.
Phân tích điều tiết hiệu ứng cố định sử dụng hai nhóm tuổi (12 tuổi trở xuống, 13 tuổi trở lên) cho thấy hiệu ứng điều tiết gần đạt mức ý nghĩa thống kê, χ 2 (1) = 3.788, P = 0.052. Các phân tích riêng biệt chỉ ra rằng hiệu ứng lớn hơn một chút trong các nghiên cứu xem xét hiệu ứng ở trẻ lớn hơn, β = 0.128, 95% CI = (0.109, 0.147), z = 13.119, P < 0.001, so với các nghiên cứu có trẻ nhỏ hơn, β = 0.097, 95% CI = (0.072, 0.122), z = 7.456, P < 0.001. Phân tích điều tiết hiệu ứng ngẫu nhiên không đạt được mức ý nghĩa thống kê thông thường, χ 2 (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 ước tính về hiệu ứng này là không chính xác do không bao gồm các biện pháp kiểm soát thống kê đầy đủ, chúng tôi đã tiến hành phân tích trước tiên với mức độ hung hăng cơ bản là biến phụ duy nhất và sau đó lại với tất cả các biến phụ ban đầu được bao gồm trong mỗi nghiên cứu. Kết quả cho thấy việc bao gồm các biến phụ dường như chỉ có tác động nhỏ đến mối liên hệ ước tính giữa việc chơi trò chơi và sự hung hăng. Thật vậy, đối với hai trong ba nghiên cứu được báo cáo bởi Ferguson et al. ( 20 , 21 ), việc bao gồm các biến phụ ưa thích của họ đã làm tăng nhẹ quy mô của mối liên hệ ( Bảng 1 ).
Thứ ba, trong khi các phân tích tổng hợp hiện có đã bị chỉ trích là không tính đến khả năng thiên lệch xuất bản, chúng tôi không thấy bằng chứng nào cho thấy các nghiên cứu có kích thước hiệu quả bằng không hoặc âm đã bị thiếu đại diện trong tài liệu, mặc dù đã sử dụng ba phương pháp phân tích khác nhau để đánh giá thiên 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 đặc điểm bổ sung cho nhau: kỹ thuật cắt tỉa và điền có sức mạnh thống kê cao nhưng tỷ lệ lỗi loại I cao, trong khi thử nghiệm tương quan hạng của Begg và Mazumdar có sức mạnh thấp hơn nhưng hầu như không tạo ra lỗi loại I ( 44 ). Thực tế là cả hai thử nghiệm này đều đi đến cùng một kết luận cho thấy kết quả là đáng tin cậy.
Liên quan đến lời chỉ trích thứ tư, tập trung vào kích thước của những hiệu ứng này, phân tích tổng hợp của chúng tôi cho thấy kích thước hiệu ứng khiêm tốn là ≈0.11 khi không bao gồm các biến phụ trợ 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 con số này quá nhỏ đến mức không có ý nghĩa. Tuy nhiên, những người khác phản bác rằng hệ số hồi quy bình phương cung cấp một thước đo kém phù hợp hơn để đánh giá ý nghĩa thực tiễn của các hiệu ứng so với ước tính rủi ro tương đối ( 1 , 45 ) . Trên thực tế, Rosenthal ( 45 ) lập luận rằng việc dựa vào giá trị r² để giải thích kích thước hiệu ứng đặc biệt có vấn đề trong bối cảnh nghiên cứu các hành vi chống đối xã hội, chẳng hạn như hung hăng, nói rằng “khả năng dự đoán và kiểm soát hành vi chống đối xã hội của chúng ta không hề tầm thường về mặt thực tiễn, bất chấp các giá trị r² nhỏ rõ ràng thu được trong hầu hết các nghiên cứu” ( 45 ). Bất kể định nghĩa chủ quan của một người về kích thước hiệu ứng có ý nghĩa là gì, rõ ràng là một hiệu ứng có ý nghĩa thống kê, đáng tin cậy 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 rằng tác động của trò chơi điện tử bạo lực lên sự hung hăng được điều chỉnh bởi sắc tộc đã được nêu ra trong một phân tích tổng hợp trước đó của Anderson et al. ( 6 ) bao gồm cả các mẫu phương Tây và châu Á (nhưng không phải người gốc Tây Ban Nha). Đồng thời, các tác giả này nhận thấy rằng: ( i ) tác động điều chỉnh 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 sao chép và mở rộng phát hiện này bằng cách chỉ ra rằng tác động của trò chơi điện tử có mặt ở các mẫu phương Tây nhưng không có ở các mẫu châu Á hoặc gốc Tây Ban Nha. Tuy nhiên, vì các phân tích đó liên quan đến các nghiên cứu thuộc mọi loại thiết kế (bao gồm cả nghiên cứu không theo chiều dọc) và không tính đến loại trò chơi (bạo lực so với không bạo lực) trong các phép đo mức độ tiếp xúc với trò chơi điện tử của các nghiên cứu, nên kết quả không trực tiếp đề cập đến câu hỏi về tác động của VGV theo thời gian.
Ngược lại, phân tích tổng hợp hiện tại tập trung cụ thể vào các nghiên cứu về việc tiếp xúc với trò chơi điện tử bạo lực sử dụng thiết kế dọc và mở rộng các phát hiện của Anderson et al. ( 6 ) bằng cách bao gồm nhiều nghiên cứu dọc được xuất bản kể từ đó và bằng cách phân biệt mẫu người gốc Tây Ban Nha ngoài mẫu người da trắng và người châu Á. Kết quả của chúng tôi cho thấy hiệu ứng điều chỉnh có ý nghĩa thống kê của dân tộc (mặc dù sử dụng ước tính hiệu ứng cố định), sao cho mối liên hệ mạnh nhất được quan sát thấy ở các mẫu người da trắng, mối liên hệ trung gian đối với các mẫu người châu Á và mối liên hệ nhỏ, không có ý nghĩa thống kê đối với các mẫu người gốc Tây Ban Nha. Tuy nhiên, do số lượng nghiên cứu với mẫu người gốc Tây Ban Nha còn ít, rõ ràng cần nhiều nghiên cứu hơn về nhóm dân số này trước khi đưa ra kết luận chắc chắn về tác động của trò chơi bạo lực đối với nhóm này.
Ngay cả khi sự khác biệt giữa các nhóm dân tộc được xác định, câu hỏi vẫn còn đó là tại sao dân tộc có thể điều tiết ảnh hưởng của trò chơi điện tử bạo lực đến hành vi hung hăng. Anderson et al. ( 6 ) đã nêu ra năm lý do để kỳ vọng kích thước hiệu ứng truyền thông nhỏ hơn ở các xã hội phương Đông so với phương Tây. Cụ thể, họ thảo luận về sự khác biệt xuyên văn hóa trong: ( i ) cách bạo lực được đặt trong bối cảnh truyền thông; ( ii ) mức độ mà các cá nhân chú ý đến bối cảnh tình huống của hành động; ( iii ) ý nghĩa, trải nghiệm và quá trình xử lý cảm xúc; ( iv ) bối cảnh công khai-riêng tư mà trò chơi điện tử thường được chơi; và ( v ) mạng xã hội của người chơi game. Chúng tôi sẽ bổ sung thêm vào những lý do này sự khác biệt giữa các nền văn hóa về ý nghĩa của việc trở thành người gây ra và nạn nhân của sự hung hăng. Từ quan điểm này, các nền văn hóa thúc đẩy trách nhiệm xã hội và sự đồng cảm đối với nạn nhân của bạo lực có thể làm giảm tác động của việc chơi game bạo lực bằng cách khiến các cá nhân tự tách biệt về mặt tâm lý khỏi sự hung hăng ảo của họ và khỏi những hàm ý của nó đối với các giá trị cá nhân và hành vi trong thế giới thực của họ. Ngược lại, những nền văn hóa đề cao chủ nghĩa cá nhân mạnh mẽ và tinh thần chiến binh có thể khiến các cá nhân đồng nhất mình với vai trò kẻ gây hấn và làm giảm sự cảm thông đối với các nạn nhân ảo của họ, dẫn đến những hậu quả đối với các giá trị và hành vi của họ ngoài đời thực.
Liên quan đến cách giải thích về sự điều chỉnh dựa trên dân tộc của tác động của VGV lên sự hung hăng được quan sát trong phân tích tổng hợp hiện tại, Anderson et al. ( 6 ) nhận thấy rằng văn hóa đã điều chỉnh tác động của việc chơi trò chơi điện tử bạo lực lên sự mất nhạy cảm với bạo lực và sự đồng cảm, sao cho những người tham gia từ các nền văn hóa phương Tây cho thấy sự mất nhạy cảm lớn hơn và sự giảm đồng cảm lớn hơn so với những người từ các nền văn hóa phương Đông. Kết quả nghiên cứu của Ramos et al. ( 46 ) cho thấy rằng, tương tự như những người từ các nền văn hóa phương Đông, những người tham gia gốc Tây Ban Nha dường như duy trì sự đồng cảm với các nạn nhân khi đối mặt với các hình ảnh bạo lực trên phương tiện truyền thông. Liên quan đến việc mất nhạy cảm và giảm đồng cảm là nguyên nhân gây ra tác động của VGV lên sự hung hăng sau đó, Bartholow et al. ( 47 ) nhận thấy rằng sự đồng cảm đã làm trung gian cho tác động của VGV lên sự hung hăng trong một thiết kế thử nghiệm. Đồng thời, trong khi sự đồng cảm với nạn nhân của VGV có thể làm giảm sự hung hăng sau đó, thì sự đồng cảm với thủ phạm thực sự có thể làm tăng sự hung hăng sau đó bằng cách thúc đẩy việc biện minh cho hành động của họ (ví dụ: tài liệu tham khảo 48 và 49 ). Rõ ràng, mặc dù phân tích của chúng tôi phù hợp với nhiều kết quả thực nghiệm, nhưng cần có thêm nghiên cứu để xác định sự đồng cảm có thể là yếu tố trung gian giải thích ảnh hưởng điều tiết của yếu tố sắc tộc đối với hành vi gây hấn trong phân tích tổng hợp hiện tại.
Kết luận
Dựa trên phân tích tổng hợp này, chúng tôi kết luận rằng chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến mức độ hung hăng thể chất công khai cao hơn theo thời gian, sau khi đã tính đến hành vi hung hăng trước đó. Những phát hiện này ủng hộ luận điểm chung rằng chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến sự gia tăng hành vi hung hăng thể chất theo thời gian. Hơn nữa, kết quả này giải đáp ba lời chỉ trích cụ thể đối với các nghiên cứu trước đây bằng cách chứng minh: ( i ) chơi trò chơi điện tử bạo lực có liên quan đến sự gia tăng các chỉ số về hành vi hung hăng nghiêm trọng (tức là hung hăng thể chất công khai), ( ii ) ước tính về tác động này chỉ giảm nhẹ khi bao gồm các biến số thống kê, và ( iii ) không tìm thấy bằng chứng về sai lệch xuất bản.
Kết quả cũng cho thấy tác động của VGV lên hành vi gây hấn có thể bị ảnh hưởng bởi sắc tộc của mẫu nghiên cứu, cụ thể là tác động này được quan sát rõ rệt nhất ở những người tham gia da trắng, ít rõ rệt hơn nhưng vẫn đáng tin cậy ở những người tham gia gốc 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 tác động lớn hơn, một phát hiện phù hợp với các quan sát trong các nghiên cứu đa đợt (ví dụ, tài liệu tham khảo 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 báo này là kết quả từ Hội thảo Arthur M. Sackler của Viện Hàn lâm Khoa học Quốc gia, “Phương tiện truyền thông kỹ thuật số và sự phát triển trí tuệ”, được tổ chức từ ngày 14 đến 16 tháng 10 năm 2015, tại Trung tâm Arnold và Mabel Beckman của Viện Hàn lâm Khoa học và Kỹ thuật Quốc gia ở Irvine, California. Chương trình đầy đủ 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.