抽象
为了澄清和量化视频游戏暴力（VGV）对攻击性行为的影响，我们对迄今为止所有前瞻性研究进行了荟萃分析，评估暴露于VGV与随后的明显身体攻击之间的关系。 搜索策略确定24研究超过17,000参与者，时间滞后范围从3个月到4年。 样本包括各种国籍和种族，平均年龄从9到19年。 对于每项研究，我们获得了VGV对随后攻击的预期效果的标准化回归系数，控制基线攻击。 使用固定的[β= 0.113，95％CI =（0.098，0.128）]和随机效应模型[β= 0.106（0.078，0.134）]，VGV与攻击有关。 当包括所有可用的协变量时，对于两个模型[β= 0.080（0.065，0.094）和β= 0.078（0.053，0.102）]，效果的大小仍然显着。 没有发现任何发表偏倚的证据。 种族是固定效应模型的统计显着调节者（P ≤0.011）但不适用于随机效应模型。 分层分析表明，白人的影响最大，亚洲人中间的影响最大，而西班牙裔的影响不显着。 讨论侧重于此类调查结果对当前关于暴力电子游戏对身体攻击的影响的争论的影响。
关于暴力电子游戏和侵略的关系已经形成了争议（1–4）。 大多数对这一主题进行研究的人认为，玩这种游戏会增加攻击性行为，而一个声音少数人则认为游戏玩法与现实世界攻击性行为之间的关系充其量只是夸大其词而且是最糟糕的。 争议已经产生了重要的现实意义。 在2011，美国最高法院驳回了一项旨在限制儿童极端暴力视频游戏购买和租赁的加利福尼亚州法规（5）。 多数意见对暴力视频游戏的影响的重要性表示怀疑，将其比作“无害的消遣”（5).
暴力视频游戏和侵略
Anderson等人最强烈地强调了暴力视频游戏增加攻击行为的情况。 （6; 另见参考。 7 和 8）。 具体而言，这些作者对暴力视频游戏对六类攻击性反应的影响的文献进行了全面的荟萃分析：认知，情感，唤醒，对暴力的同情/敏感，明显的攻击行为和明显的亲社会行为。 他们的荟萃分析研究了基于130参与者的130,000研究报告的影响。 在这些分析的基础上，作者得出结论，暴力视频游戏与攻击行为，攻击性认知和攻击性行为正相关，并且与对暴力受害者和亲社会行为的同情负相关。 此外，作者得出结论，这些影响在实验，横断面和纵向研究中在统计学上是可靠的，可以在不同文化，性别和游戏类型中观察到（例如，第一人称与第三人称视角;人与非人类目标;等等在方法上优越的研究倾向于产生更大的影响。 最近由Greitemeyer和Mügge进行的荟萃分析（9）得出了类似的结论。
虽然被一些人誉为最终证明暴力视频游戏和侵略之间的联系（7），安德森等人。 （6荟萃分析并没有减少少数研究人员的怀疑态度（10）。 在广泛的文章中，弗格森（2, 11–16）在研究中提出了四项批评，声称显示视频游戏暴力（VGV）增加了现实世界的侵略:(i许多支持这种联系的研究使用了“非严重侵略”的措施（例如，侵略相关词的可获取性，侵略相关的感觉），这些措施会影响效应大小的估计; （ii）许多研究不包括重要的协变量作为统计控制，因此任何观察到的影响可能是第三变量关系的虚假后果; （三）发表支持VGV→侵略联系的研究，而不是报告无效的研究，则存在偏见; 和（iv）即使人们接受VGV→攻击关系的存在，通常报告的估计效应大小也非常弱。 尽管安德森和他的同事们已经大力反驳这些论点（8），弗格森和他的同事继续支持他们的批评（2, 15, 17, 18）。 关于弗格森等人提出的批评。 （19–21），值得注意的是，这些研究人员进行了三项严格的纵向研究，发现暴力视频游戏与攻击之间没有显着关系。 他们将这些无影响归因于:(i）使用“严重”侵略措施（例如明显的身体攻击），和（ii）包括适当的控制协变量。
种族和游戏
一些证据支持种族和文化潜在的VGV效应。 安德森等人。 （6在他们对纵向设计中攻击性行为的荟萃分析中指出，VGV效应在西方文化中比东方文化稍大，这种差异接近统计学意义（P = 0.07）。 与此同时，在这些比较中，文化差异与研究设计的变化相混淆，因此“不清楚差异是否应归因于脆弱性的文化差异或使用不同的措施”（6).
弗格森证实了种族可以减轻视频游戏对侵略的影响的可能性（15在他最近的荟萃分析中。 在这项工作中，弗格森发现在使用西方样本的研究中，视频游戏的暴露与攻击行为之间存在统计学上的显着关联，但这种关系在使用亚洲或西班牙语样本的研究中并不显着。 因为这些荟萃分析结果是基于测量所有视频游戏曝光的研究（而不是专注于暴力游戏），结果可能不会谈到有关VGV效果本身的问题，但它们确实支持种族观作为潜在的调节者积极的结果。
VGV与攻击行为纵向研究的Meta分析
本次审查的目的是解决上述四个论点，这些论点是针对VGV与侵略之间的关系而作出的，并重新评估族裔作为这种关系的主持人的证据。 在回顾文献时，我们关注的是我们认为对暴力视频游戏提供最严格和适当的测试→攻击性假设：纵向设计检查暴力视频游戏在一个时间点的关联与随后的公开身体攻击时间点，同时共同侵略。 通过关注公开的身体攻击，我们避免批评其他非严重的侵略措施错误地夸大文献中看到的效果大小。 通过荟萃分析，我们可以估计文献中的平均大小，统计可靠性和影响的异质性。 这使我们能够检查这些估计值随多大程度而变化的程度（i）个体研究人员包括的统计协变量和（ii）参与者的文化/种族。 最后，我们使用各种方法寻找发表偏倚的证据。
方法
研究检索与选择。
我们使用与视频游戏相关的关键词组合（视频游戏*或视频游戏*或计算机游戏*或电子游戏*），纵向设计（纵向或预期）和电子数据库搜索电子数据库PsycInfo，PubMed，Web of Science和ERIC，以及攻击行为（攻击性* OR violen *或delinquen *）。 搜索包括截至4月1，2017发布的文章。 来自任何国家的研究都有资格列入，只要能够翻译成英文，那些以英语以外的语言出版的语言就有资格加入。 文章，论文和书籍章节都有资格列入，无论它们是否已发布或未发布。
为了有资格被纳入荟萃分析，研究必须在一个时间点测量暴力视频游戏暴露和物理攻击，并在以后测量至少3周围的物理攻击。 由于感兴趣的关系特定于具有暴力或成熟内容的视频游戏的子集，因此如果他们评估总视频游戏曝光（而不是暴露于暴力或成熟评级的游戏）或者他们评估暴露于暴力电影或视频游戏以外的媒体。 基于视频游戏引起的认知变化（例如，态度，归因偏见），情感（例如，敌意，情感脱敏），情感（例如，移情）的观点，仅包括测量真实世界，公开身体攻击的研究。关注），唤醒主要是重要的，因为它们阐明了可以作为既定行为效应的调解者的心理过程。 现实攻击行为的自我报告是可接受的侵略措施，父母，教师或同龄人提供的类似评级也是如此。 使用仅限于口头攻击的假设情景和报告的报告不被视为可接受的措施。 最后，由于它们在降低反向因果关系的合理性方面的优势，因此仅限于纵向设计。 虽然将审查限制在对现实世界的纵向研究中，但明显的物理攻击并不排除使用实验设计的研究，但它确实排除了那些基于实验室的实验，这些实验的效果可能被批评为仅涉及对行为的暂时影响。 我们联系了最终研究的每组作者，以询问他们可能对视频游戏和攻击的其他已发表或未发表的纵向研究提供的任何信息。
对于所有研究，使用的效应大小估计是与暴力视频游戏和随后的身体攻击相关联的标准化回归系数，计算时包括先前的攻击作为协变量。 这种估计优于零阶相关，因为它更好地表征了感兴趣的关系，即暴力视频游戏暴露与随后的侵略变化之间的联系，这需要考虑先前的侵略。 此外，只要研究人员在其最初发布的效果中包含了暴力视频游戏和先前侵略之外的协变量，我们就联系每个研究团队并要求他们为我们提供与基线暴力视频游戏相关的标准化回归系数，用于预测后续共同时的身体攻击:(i）仅基线物理攻击和（ii）基线身体攻击和性别。
统计分析。
我们使用固定效应和随机效应元分析建模估算效应大小的总体效应和异质性。 然后，我们测试了一些观察到的异质性是否可以从三个可识别的研究特征中预测：多数参与者种族，研究开始时的平均参与年龄和攻击测量的纵向时滞。 最后，我们进行了下面详细描述的发表偏倚分析。 我们使用SPSS v20和R包“meta”（22）进行荟萃分析和发表偏倚分析。
成果
文献检索结果。
最终，我们的搜索产生了24研究（19–21, 23–40）（表1），其中只有5出现在Anderson等人的早期荟萃分析中。 （6）和8出现在Greitemeyer和Mügge最近的荟萃分析中（9）。 这些研究包括来自各个国家（奥地利，加拿大，德国，日本，马来西亚，荷兰，新加坡和美国）的17,000参与者。 参与者的平均年龄范围从8.9到19.3 y，纵向时间滞后范围从3 mo到刚刚超过4 y。 绝大多数这些研究在初始时间点测量暴力视频游戏和攻击性行为，然后使用这两种措施来预测同时回归分析（或路径分析或结构方程模型）中的后续攻击行为，同时包括各种控制协变量。 所有研究均衡量暴露于暴力视频游戏，而不是通过实验操纵视频游戏曝光。
表1。
关于VGV和攻击性的纵向研究
| 作者 | 年 | 国籍 | 主要种族 | 身体攻击措施 | n | 平均年龄T1* | 滞后（年） | 初始攻击以外的协变量 | ||
| 不包含 | 性别 | 所有类型 | ||||||||
| 足立和威洛比（23) | 2016 | 加拿大 | 白色 | 直接攻击（身体和言语） | 1,132 | 19.1 | 1.0 | 0.136 | 0.077 | 0.076 |
| 安德森等人。 （24)† | 2008 | 日文 | 亚洲 | 特质身体攻击量表 | 181 | ~13.5 | 0.3 | 0.144 | 0.139 | 0.139 |
| 安德森等人。 （24)† | 2008 | 日文 | 亚洲 | 过去一个月的身体攻击 | 1,050 | ~15.5 | 0.3-0.5 | 0.115 | 0.075 | 0.075 |
| 安德森等人。 （24)† | 2008 | 美国人 | 白色 | 教师，同伴和自我报告的索引，当前学年 | 364 | ~10.5 | 0.5 | 0.167 | 0.158 | 0.158 |
| 布鲁尔等人。 （25) | 2015 | 德语 | 白色 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，两项） | 140 | 16 | 1.0 | - 0.151 | - 0.159 | - 0.159 |
| 布鲁尔等人。 （25) | 2015 | 德语 | 白色 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，两项） | 136 | 19.3 | 1.0 | 0.078 | 0.070 | 0.070 |
| Bucolo（26) | 2010 | 美国人 | 白色 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，五个项目） | 648 | 13.4 | 1.5 | 0.17 | 0.15 | 0.14 |
| 弗格森（19)‡ | 2011 | 美国人 | 西班牙 | 儿童行为检查表青年自我报告，侵略，儿童（YSRac） | 302 | 12.3 | 1.0 | 0.035 | 0.011 | - 0.030 |
| 弗格森等人。 （21)‡ | 2012 | 美国人 | 西班牙 | 儿童行为检查表青年自我报告，侵略，儿童（YSRac） | 165 | 12.3 | 3.0 | - 0.068 | - 0.016 | 0.030 |
| 弗格森等人。 （20)‡ | 2013 | 美国人 | 西班牙 | 儿童行为检查表青年自我报告，侵略，儿童（YSRac） | 143 | 12.8 | 1.0 | 0.069 | 0.044 | 0.100 |
| 菲克斯等人。 （27) | 2016 | 荷兰人 | 白色 | 身体攻击性 | 943 | 11.8 | 1.0 | 0.180 | 0.126 | 0.126 |
| Gentile等人。 （28) | 2009 | 美国人 | 白色 | 自我报告的战斗，教师对身体攻击的评价 | 865 | 9.6 | 1.1 | 0.112 | 0.089 | 0.089 |
| Gentile等人。 （29) | 2014 | 新加坡 | 亚洲 | 评估身体攻击性的六个项目 | 2,029 | 12.2 | 1.0 | 0.065 | 0.043 | 0.043 |
| Greitemeyer和Sagiogluo（30) | 2017 | 美国人 | 白色 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，两项） | 743 | 0.5 | 0.032 | 0.024 | 0.021 | |
| Hirtenlehner和Strohmeier（31) | 2015 | 奥地利 | 白色 | 个人暴力 | 371 | 11.5 | 1.0 | 0.190 | 0.13 | 0.140 |
| Hopf，et al。 （32) | 2008 | 德语 | 白色 | 学生的暴力 | 314 | 12 | 2.7 | - § | - § | 0.18 |
| 赫尔等人。 （33) | 2014 | 美国人 | 白色 | 打非家庭成员，送到学校办公室打架 | 2,723 | 13.8 | 0.8 | 0.097 | 0.088 | 0.075 |
| 子样本1 | 白色 | 1,831 | 0.103 | 0.100 | 0.085 | |||||
| 子样本2 | 西班牙 | 442 | 0.062 | 0.034 | 0.024 | |||||
| 子样本3 | 亚洲 | 49 | - 0.098 | - 0.097 | - 0.040 | |||||
| Krahé等人。 （34)‡ | 2012 | 德语 | 白色 | 自我报告（五项）和教师报告（一项）身体攻击 | 1,715 | 13.4 | 1.1 | 0.18 | 0.15 | 0.15 |
| Lemmens等人。 （35)‡ | 2011 | 荷兰人 | 白色 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，七个项目） | 540 | 13.9 | 0.5 | 0.09 | - § | 0.09 |
| Möller和Krahé（36)†,‡ | 2009 | 德语 | 白色 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，七个项目） | 143 | 13.3 | 2.5 | 0.275 | 0.213 | 0.213 |
| Shibuya等。 （37)† | 2008 | 日文 | 亚洲 | 公共汽车和佩里侵略调查表（身体检查，六项） | 498 | ~10.5 | 0.9 | 0.072 | - 0.001¶ | - 0.001 |
| Staude-Müller（38) | 2011 | 德语 | 白色 | “侵略倾斜” | 472 | 13.7 | 1.0 | 0.046 | 0.028 | - 0.020 |
| von Salisch等。 （39)‡ | 2011 | 德语 | 白色 | 同行提名，教师评级：潜变量 | 228 | 8.9 | 1.0 | - 0.021 | - 0.031 | - 0.010 |
| 威洛比等人。 （40)‡ | 2012 | 加拿大 | 白色 | 直接侵略（公开）。 效果涉及持续的暴力视频游戏9-12与激进的斜率 | 1,492 | 13.8 | 4.0 | 0.164 | 0.123 | 0.070 |
表1 总结了这些研究的主要特征，包括参与国籍和我们将参与者分类为三个主要种族的代表：白人，西班牙裔和亚洲人。 此外，该表包括所用物理攻击措施的简要说明，基线参与者的平均年龄，后续物理攻击评估的时间滞后，以及除基线攻击外没有协变量的效应大小估计，基线攻击性和性别，以及原始报告中包含的所有协变量。
基本分析。
仅使用自回归滞后作为协变量的效应大小估计。
对于除一个数据集之外的所有数据集，我们能够获得标准化回归系数的估计值，该系数仅将初始暴力视频游戏与随后的物理攻击相关联，共同进行初始物理攻击（表1）。 固定效应荟萃分析产生平均系数β= 0.113，95％CI =（0.098，0.128）， z = 14.815， P <0.001，且Q统计量χ2（22）= 61.820， P <0.001，表明存在明显的异质性。 Hedges-Vevea随机效应荟萃分析得出的效应量估计值相似，β= 0.106，95％CI =（0.078，0.134）， z = 7.462， P <0.001，且Q统计量χ2（22）= 28.109， P = 0.172，表明不显着的异质性。
使用自回归滞后加协变量的效应大小估计。
进行了后续分析，其中包括针对24最初报告的结果中使用的所有协变量进行调整的估计值。 大多数研究报告了积极的估计，表明暴力视频游戏与随着时间的推移相关，控制先前的攻击和所有其他协变量的物理攻击。
固定效应荟萃分析产生平均系数β= 0.080，95％CI =（0.065，0.094）， z = 10.387， P <0.001，且Q统计量χ2（23）= 50.556， P = 0.001（表示显着的异质性）。 Hedges-Vevea随机效应分析产生类似的效应大小估计，β= 0.078，95％CI =（0.053，0.102）， z = 6.173， P <0.001，且Q统计量χ2（23）= 27.404， P = 0.239，表明不显着的异质性。 （包括自回归滞后和性别作为协变量的分析的结果落在这两个分析的估计值之间。可以根据要求从作者处获得。）
出版偏见。
我们进行了三项分析以评估可能的发表偏倚，其中没有一项发现高估文献中效应的证据。 罗森塔尔失败保险 n 估计表明，超过700无效结果将有必要危及暴力视频游戏与物理攻击之间存在正纵向关系的结论（估计仅使用攻击性自回归滞后协变量，失效保护 n = 1,334; 估计使用所有协变量，失败安全 n = 723）。 Begg和Mazumdar（41）等级相关 τ-B 对于仅包含先前攻击的自回归滞后的随机效应模型而言，这一点并不显着， τ-B = -0.269， P = 0.072，以及包含所有协变量的模型， τ-B = -0.033， P = 0.823。 最后，修剪和填充分析（42, 43）应用于这些数据并未对分布产生任何影响，再次表明缺乏发表偏倚。
主持人分析。
为了探索这些观察到的效应的潜在调节者，我们检查了与三个研究特征相关的效应大小估计的变化：参与者种族，年龄和攻击测量之间的时间滞后。
种族。
进行主持人分析以测试作为参与者种族的函数的效应大小的变化。 除了一个案例外，所有研究都根据样本的主要种族进行分类：白人，西班牙裔或亚洲人（表1）。 在Hull等人的研究中。 （33）可以根据每个参与者的自我识别，分别计算每个种族类别的效果大小。 尽管所有其他分析都使用了Hull等人的总体效应大小估计值。 总样本（n = 2,723），分析测试种族的调节作用，而不是涉及与三个Hull等人中的每一个相关的特定效应大小。 子样本：白色（n = 1,831），西班牙裔（n = 442）和亚洲/太平洋岛民（n 49）。
使用三个种族类别的固定效应主持人分析 表1 应用于“仅自回归滞后”的估计产生了显着的调节效应，χ2（2）= 13.658， P = 0.001。 单独的分析表明，白人参与者的影响最大，亚洲参与者中间的影响最大，西班牙裔参与者中影响最小（见 图。 1 除了基于这些研究样本的总体估计之外，每个组内的估计值。 使用两种族裔的西班牙裔与非西班牙裔的固定效应主持人分析也产生了显着的调节作用，χ2（1）= 6.820， P = 0.009。 三种族的随机效应主持人比较和西班牙裔与非西班牙裔样本的随机效应比较接近显着性，[χ2（2）= 5.125， P = 0.077，和χ2（1）= 3.745， P 分别= 0.053]。
使用适用于“所有协变量”估计的三个种族类别的固定效应主持人分析产生了显着的调节作用，χ2（2）= 9.059， P = 0.011，与先前观察到的形式相同。 在这种情况下，无论是随机效应主持人三种族的比较，χ2（2）= 3.915， P = 0.141，也不是西班牙语与非西班牙语的比较，χ2 （1）= 2.280， P = 0.131，取得了统计学意义。
时滞。
使用三个时滞类别（小于1 y，1 y，大于1 y）的固定效应主持人分析应用于“仅自动回归滞后”估计产生显着的调节效应，χ2（2）= 14.218， P <0.001。 单独的分析表明，在研究中效果最大，滞后时间超过1年，β= 0.157，95％CI =（0.130，0.184）， z = 11.220， P <0.001，并且在滞后时间等于1 y的研究中较小，β= 0.094，95％CI =（0.069，0.120）， z = 7.243， P <0.001，或小于1 y，β= 0.095，95％CI =（0.070，0.120）， z = 7.441， P <0.001。 随机效应主持人分析未达到常规显着性水平，χ2（2）= 4.001， P = 0.135。
年龄。
使用两个年龄类别（年龄12和年龄，年龄13和年龄）的固定效应主持人分析产生了接近显着性的调节剂效应，χ2（1）= 3.788， P = 0.052。 单独的分析表明，在检查年龄较大儿童的影响的研究中，效果略大，β= 0.128，95％CI =（0.109，0.147）， z = 13.119， P <0.001，比年龄较小的孩子，β= 0.097，95％CI =（0.072，0.122）， z = 7.456， P <0.001。 随机效应主持人分析未达到常规显着性水平，χ2（1）= 0.982， P = 0.322。
讨论
研究人员对于暴力视频游戏是否与随后的身体攻击性增加有关的问题存在分歧。 尽管大多数研究人员一直在争论这种关联，但声音少数人声称现有证据在多个方面存在缺陷。 我们的结果反映了之前概述的对这些文献的四个具体批评中的三个。
首先，为了解决许多现有研究使用“非严重”侵略性衡量指标（例如，攻击性认知或影响）的批评，我们将荟萃分析局限于测量数月或数年过度公开，身体攻击变化的研究。 我们的研究结果表明，即使在控制基线物理攻击水平时，纵向研究也具有可靠的分析效应，这表明暴力视频游戏的影响扩展到现实世界中有意义的行为。
其次，为了解决基于未能包括足够的统计控制而对这种效应的估计是虚假的论点，我们首先进行了我们的分析，其中基线攻击作为唯一的协变量，并且再次与最初包括在每个研究中的所有协变量一起进行。 结果显示，包含协变量似乎对游戏玩法和攻击性的估计关联只有轻微影响。 实际上，Ferguson等报道的三项研究中有两项。 （20, 21），包括他们喜欢的协变量稍微增加了协会的规模（表1).
第三，虽然现有的荟萃分析被批评为没有考虑到发表偏倚的可能性，但我们没有观察到证据表明，尽管使用三种不同的分析方法来评估发表偏倚，但文献中无效或负面影响的研究仍然不足。 重要的是，用于得出这个结论的分析方法已被证明具有互补性质：修剪和填充技术具有高统计功效但高I型错误率，而Begg和Mazumdar的秩相关性测试具有较低的功率但几乎没有产生I类错误（44）。 这两个测试得出相同结论的事实表明结果是可靠的。
关于第四个批评，关注这些影响的大小，我们的荟萃分析产生了≈0.11的适度影响大小，当不包括其他协变量时。 弗格森和他的同事已经注意到，0.10的回归系数仅与结果的方差的1％相关，并得出结论，这是非常小的无意义。 然而，其他人反驳说，与相对风险的估计相比，平方回归系数为判断效果的实际意义提供了一个不太合适的指标（1, 45）。 事实上，罗森塔尔（45）认为依赖 r2 在研究反社会行为（如侵略性）的背景下，解释效应大小的价值尤其成问题，“尽管看起来很小，但我们预测和控制反社会行为的能力实际上并不是微不足道的。 r2在大多数研究中获得的“（45）。 无论人们对有意义的效应大小的主观定义如何，很明显文献中存在统计上显着的，可靠的效果。
尽管我们的研究支持对上述关于VGV和侵略的文献的批评持怀疑态度，但我们的研究结果为研究者在辩论的相反方面得出的不同结论提供了可能的替代解释。 具体来说，我们发现证据表明VGV对攻击的影响是通过样本种族来调节的，白人参与者表现出最强烈的影响，而西班牙裔参与者则没有显着影响。 对亚洲参与者的影响落在其他两组的影响之间。
Anderson等人在之前的荟萃分析中提出了暴力电子游戏对侵略的影响可能会受到种族调节的影响。 （6）包括西方和亚洲（但不是西班牙语）样本。 与此同时，这些作者发现：i）种族的调节作用只接近传统的意义水平和（ii）不能脱离研究方法的变化。 弗格森随后的荟萃分析（15通过显示西方但非亚洲或西班牙裔样本中存在视频游戏效果，复制并扩展了这一发现。 然而，由于这些分析涉及所有设计类型（包括非纵向）的研究，并且没有考虑研究的视频游戏曝光测量中的游戏类型（暴力与非暴力），结果并不直接与VGV效应随着时间的推移。
相比之下，目前的荟萃分析专注于使用纵向设计的暴力视频游戏曝光研究，并扩展了Anderson等人的研究结果。 （6）通过包括许多纵向研究，除了白色和亚洲样本之外，还通过区分西班牙裔。 我们的结果显示了种族的统计学显着的调节作用（虽然使用固定效应估计），因此在白色样本中观察到最强的关联，亚洲样本的中间关联，以及西班牙语样本的小的，非显着的关联。 也就是说，鉴于对西班牙裔样本的研究数量较少，在对暴力游戏对该群体的影响做出确切结论之前，显然需要对这一群体进行更多研究。
即使种族群体之间存在差异，问题仍然存在，为什么种族可能会减轻暴力电子游戏对侵略行为的影响。 安德森等人。 （6）详细阐述了五个理由，期望东方社会中的媒体影响规模较小。 具体来说，他们讨论了跨文化差异:(i）媒体如何将暴力置于语境中; （ii）个人参与情境行动的程度; （三）情感的意义，经验和处理; （iv）通常播放视频游戏的公私环境; 和（v）游戏玩家的社交网络。 出于这些原因，我们会在不同文化中添加变异，以成为犯罪者和侵略的受害者。 从这个角度来看，促进社会责任和对暴力受害者的同情的文化可以通过引导个人在心理上远离他们的虚拟侵略及其对个人价值观和现实世界行为的影响来减少暴力游戏的影响。 相反，促进崎岖的个人主义和类似战士的心态的文化可能会导致个人认同侵略者的角色并削弱他们对虚拟受害者的同情，并对他们在游戏之外的价值观和行为产生影响。
关于VGV对当前荟萃分析中观察到的侵略性影响的种族化调节的这种说法，Anderson等人。 （6）发现文化缓和了暴力视频游戏对脱敏的影响，暴力和移情，使得来自西方文化的参与者表现出比东方文化更大的脱敏和更大的移情减少。 Ramos等人的调查结果。 （46）表明，与东方文化相似，西班牙裔参与者似乎在面对媒体描绘暴力时保持对受害者的同情。 关于脱敏和减少移情是导致VGV对后续攻击的影响的原因，Bartholow等人。 （47）发现移情在实验设计中介导了VGV对攻击的影响。 同时，尽管对VGV受害者的同情可能会减少随后的侵略，但对犯罪者的同情可能实际上通过激励其行为的正当性来增加后续的侵略（例如，参考文献）。 48 和 49）。 显然，虽然我们的说法与各种实证结果一致，但是需要进一步的研究来建立移情作为在当前荟萃分析中观察到的种族对侵略的调节影响的合理调解者。
结论
在这个荟萃分析的基础上，我们得出结论，在考虑到先前的侵略之后，玩暴力视频游戏会随着时间的推移而出现更大程度的明显身体攻击。 这些发现支持了一般声称暴力视频游戏与随着时间的推移物理攻击性增加有关。 此外，结果通过以下方式说明了对这一文献的三个具体批评:(i）暴力视频游戏与严重攻击行为（即公开，身体攻击）的措施增加有关，（ii）通过包含统计协变量，这种效应的估计值仅略微降低，并且（三）没有找到发表偏倚的证据。
结果进一步表明VGV对攻击的影响可以通过样本种族来调节，使得在白人参与者中观察最强烈，在亚洲参与者中观察不太强烈但可靠地观察到，并且在西班牙裔参与者中不可靠。 此外，涉及较长时间滞后的设计似乎与较大的影响相关，这一发现与多波研究中的观察结果一致（例如，参考文献1）。 33).
总而言之，我们的荟萃分析结果对VGV和物理侵略相关文献的几个主要批评提出了严峻挑战，它们为研究者在争论的对立面上的不一致结果提供了一个简单的解释。 我们希望这些发现将有助于该领域超越暴力视频游戏是否会增加攻击性行为的问题，以及有关他们为何，何时以及为谁产生此类影响的问题。
脚注
作者宣称没有利益冲突。
本文是PNAS直接提交。
本文来自美国国家科学院的Arthur M. Sackler学术讨论会，“数字媒体和发展思想”，10月14-16，2015，在欧文国家科学与工程院的Arnold和Mabel Beckman中心举行，CA。 大多数演示文稿的完整程序和视频录制可在NAS网站上找到 www.nasonline.org/Digital_Media_and_Developing_Minds.
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