井出草平の研究ノート

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ゲームをすると精神的な健康度が上がり幸福度が上がるが、ゲームを規制するとその恩恵が得られなくなる

ネット・ゲーム依存

吉川徹先生経由で知った論文。

https://royalsocietypublishing.org/doi/10.1098%2Frsos.202049

-Niklas Johannes, Matti Vuorre and Andrew K. Przybylski, 2021, Video game play is positively correlated with well-being, g. R. Soc. Open Sci. 8: 202049.

ゲームが広く普及していることから，多くの政策立案者は，プレイ時間が幸福度に及ぼす悪影響を懸念している[7]．この研究の結果は、この見解を覆した。2つの大規模サンプルにおいて、プレイ時間と幸福度の関係は正であった。したがって，我々の研究は，ビデオゲーム中毒を抑制するための予防策として，直ちにビデオゲームを規制する必要性がないことを示している。むしろ、今回の結果は、遊びは人々の精神的な健康にプラスに作用する活動であり、ゲームを規制することでプレイヤーがその恩恵を受けられなくなる可能性があることを示唆している。

研究データ

GitHubにプロジェクトのローデータ、アンケート用紙、データ処理と分析のためのソースコードが公開されているようだ。
https://digital-wellbeing.github.io/gametime/index.html
https://osf.io/cjd6z/

方法

Electronic Arts社とNintendo of America社の2つのゲーム会社と協力して、プレイヤーの実際のプレイ行動を入手した。「Plants vs. Zombies: Battle for Neighborville」と「どうぶつの森」のプレイヤーを対象に調査を行った。2つゲームプレイヤーを対象に、プレイ中の幸福感、モチベーション、欲求充足感を調査し、その回答を遠隔測定データ（ゲームのプレイ記録）と統合した。ほとんどの研究はゲーム時間は自己申告である。サーバーログと調査データを組み合わせた取り組みは少ない。

幸福感

幸福感は、幸福感の感情的側面を測定する有効なポジティブおよびネガティブな経験の尺度（SPANE）を用いて評価した。回答者には、過去2週間の気分について考え、6つのポジティブな感情と6つのネガティブな感情のそれぞれをどのくらいの頻度で経験したかを報告するよう求めた。回答者は、これらの感情を経験する頻度を、1（非常にまれ、または全くない）から7（非常に頻繁、または常にある）までの尺度で示すことができた。そして、ポジティブな感情とネガティブな感情の平均値をとり、ポジティブな感情の平均値からネガティブな感情の平均値を引いて、幸福度を算出した（図1）。

SPANE
- Diener E, Wirtz D, Tov W, Kim-Prieto C, Choi D, Oishi S, Biswas-Diener R. 2010New well-being measures: short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Soc. Indic. Res. 97, 143-156. (doi:10.1007/s11205-009-9493-y)

プレイヤーの経験とニーズの満足度

プレイヤーの経験と動機を、最近検証されたPENS（Player Experience and Need Satisfaction Scale）を用いて評価した。PENSは、過去2週間にPvZ/AC:NHをプレイした際の項目について、1（強く反対）から7（強く賛成）までの尺度で評価するよう回答者に求めた。尺度は5つの下位尺度で構成されている。参加者は、「PvZ/AC:NH]では「多くの自由を経験した」などの3項目で自律性の感覚を、「PvZ/AC:NHでは有能だと感じた」などの3項目で有能感を、「PvZ/AC:NHで形成した人間関係が充実していると感じた」などの項目で関連性の感覚を報告した。過去2週間にオンラインまたはcouch co-opで他の人と一緒にプレイしたと報告した場合にのみ、この報告を行った。また、「PvZ/AC:NHはプレイしていて楽しかったと思う」などの4つの項目で楽しみを、「逃げるためにPvZ/AC:NHをプレイした」などの4つの項目で外発的動機を報告した。

PENS
- Ryan RM, Rigby CS, Przybylski AK. 2006The motivational pull of video games: a self-determination theory approach. Motiv. Emot. 30, 347-363. (doi:10.1007/s11031-006-9051-8)

前処理

分析の前に、まず、すべてのSPANEと動機の項目に同じ回答をしたプレイヤーのデータを除外した(PvZ: 1 [0.2%]; AC:NH: 8 [0.1%])。このような、いわゆるストレートラインは、データの質が低いことを示す指標である(Leiner2013)。次に、変数の平均から6標準偏差以上離れたすべての観測値を外れ値として識別しました。可能な限り少ないデータポイントを除外することを目的としたので、標準偏差3の一般的な経験則に従わず、本当に極端でありえない値のみを特定した。分析結果に偏りが出ないように、これらの極端な値を欠損値に置き換えた。PvZでは、1件（0.2%）の客観的なプレイ時間の値が除外された。AC:NHでは、実際のプレイ時間が12（0.2％）、推定プレイ時間が40（0.7％）が除外された。以下のモデルでは、プレイ時間は10時間単位とし、幸福度とモチベーションの変数は標準化した。なお、除外、遠隔測定データがない、社会的に遊んだことがない（関連性に関する回答がない）などの理由で欠損値があるため、分析ごとのサンプルサイズは異なる。統計解析はすべてR（v.4.0.3, [62]）を用いて行った。

  • Leiner DJ. 2013Too fast, too straight, too weird: post hoc identification of meaningless data in internet surveys. SSRN Journal. (doi:10.2139/ssrn.2361661)

結果

まず、客観的・主観的なプレイ時間と幸福感の関係に注目した。図2は、実際のプレイ時間と推定プレイ時間を示したものである。平均すると、参加者は自分のプレイ時間を過大評価していた（PvZ: M = 1.6, s.d. = 11.8, AC:NH: M = 0.5, s.d. = 15.8）。

次に、実際のプレイ時間と推定プレイ時間がどのように関連しているかを理解するために、主観的な推定プレイ時間を客観的なプレイ時間に回帰しました。その結果，正の相関が見られた（PvZ：β＝0.34，95％CI［0.27，0.41］，R2＝0.15，N＝469，AC：NH：β＝0.49，95％CI［0.45，0.54］，R2＝0.16，N＝2714，図3a）。

次に、遊び時間とSPANEで測定した幸福度との関係を調べた。客観的なプレイ時間との関係は正であり、有意であった（PVZ: β = 0.10, 95%CI [0.02, 0.18], R2 = 0.01, N = 468; AC:NH: β = 0.06, 95%CI [0.03, 0.09], R2 = 0.01, N = 2537; 図3b）。このように、ゲームを10時間プレイするごとに、プレイヤーは標準偏差で0.02-0.18（PvZ；AC:NH：0.03-0.09）の幸福感の増加を報告した。主観的時間推定値との関係は、PVZではなくAC:NHでのみ有意であった（PVZ: β = 0.05, 95%CI [-0.04, 0.14], R2 = 0.00, N = 516; AC:NH: β = 0.07, 95%CI = [0.05, 0.08], R2 = 0.01, N = 5487; figure 3c）。

また、プレイ時間と幸福度の関係は、たくさんプレイする人と少ししかプレイしない人では異なる可能性があるため、非線形関係の可能性についても調べた。そのために、幸福度の一般化加法モデルgeneralized additive model[63]を、実際のプレイ時間の平滑項がある場合とない場合で、ゲームと主観的/客観的時間ごとに分けて比較した。これらの結果を総合すると、主観的なプレイ時間の推定値は、真のエンゲージメントの指標としてはせいぜい不確かなものであり、後者は幸福度と正の関係があるが、小さいことが示された。

  • Wood SN. 2017Generalized additive models: An introduction with R, 2nd edn. Boca Raton, FL: CRC Press.

幸福とモチベーション

次に、プレイ時間と幸福度の関係において、ニーズやモチベーションが調整的な役割を果たす可能性に注目した。つまり、プレイ時間と幸福度の関係は、プレイヤーがどのようにプレイを経験したかによって変化する可能性がある。プレイヤーがプレイ中に内発的な動機付けと欲求充足を経験していれば、プレイ中に内発的な動機付けと欲求充足をあまり経験していないプレイヤーに比べて、プレイ時間と幸福度の関係はより肯定的になると考えられる。一方、プレイ中に外発的な動機付け（プレイしなければならないというプレッシャー）を感じているプレイヤーは、プレイ中に外発的な動機付けをあまり感じていないプレイヤーと比較して、プレイ時間と幸福度の間に負の関係があるかもしれない。

この考えを検討するために、PENSの5つの下位尺度（自律性、有能感、関連性、外発的・内発的動機、標準化）とプレイ時間（10時間単位）から幸福度（標準化）を予測する重回帰モデルを作成した。また、遊び時間と幸福感の関係が、経験した欲求や動機によってどのように調整されるかを検討するために、遊び時間と動機の変数の間の双方向の相互作用も考慮した。すべてのPENSスケールスコアを標準化した。このモデルの結果を図4に示す（PvZ: R2 = 0.29, N = 404; AC:NH: R2 = 0.15, N = 1430）。まず、客観的なプレイ時間を条件として、自律性、有能性、関連性、内発的動機（楽しさ）の経験が情動的幸福感を正に予測したのに対し、外発的動機は負に関連した。しかし、両ゲームとも、自律性、関連性、外発的動機のみが有意な予測因子であった。このモデルでは、（標準化された）経験した欲求や動機を条件として、プレイ時間は依然として主観的幸福感を正に予測したが、その関係は有意ではなかった。

次に、遊び時間と幸福感の関係が、経験した欲求充足感や動機づけのレベルによってどのように変化するかを示す相互作用効果を調べた。その結果、プレイ時間と幸福度との関係において、動機づけの経験が果たす役割に一貫したパターンは見られなかった。例えば、自律性の経験が多いほど、プレイ時間と幸福度の関連性は高くなるが、この相互作用はいずれのゲームでも有意ではなかった。AC:NHのサンプル数が多い場合でも、有意な相互作用は検出されませんでした。しかし、経験した自律性と関連性は一貫して幸福の予測因子であり、外発的動機は負の予測因子であることが明らかになった。これらの結果を総合すると、プレイヤーのゲーム内での動機づけ体験は情緒的な幸福感に寄与するが、プレイ時間と幸福感の関連性には影響しないことが示唆された。

考察

参加者が推定したプレイ時間と、ゲーム会社が記録した実際のプレイ時間との間には重なりがあったものの、その関係は完璧とは言えないことがわかりました。平均して0.5〜1.6時間の過大評価をしていた。この関係の大きさと、このようなテクノロジーの使用を過大評価する一般的な傾向は、インターネットの使用[24]やスマートフォンの使用[8,23]について同様の傾向を示している文献と一致している。したがって、研究者が精神的健康との関係を調べるために遊びの行動の自己報告に頼る場合、測定誤差と潜在的なバイアスにより、真の関係の推定値は必然的に不正確になる。これまでの研究では、テクノロジー利用の客観的な測定値の代わりに自己報告を用いることで、効果が大きくなったり[45,46]、小さくなったりすることが示されている[44]。我々の研究では、客観的なプレイ時間と幸福度との関連は、自己申告のプレイ時間と幸福度との関連よりも大きかった。自己報告だけに頼っていたら、潜在的に意味のある関連性を見逃していたかもしれない。

  • 24.Scharkow M. 2016The accuracy of self-reported internet use—A validation study using client log data. Commun. Methods Meas. 10, 13-27. (doi:10.1080/19312458.2015.1118446)
  • 8.Parry DA, Davidson BI, Sewall C, Fisher JT, Mieczkowski H, Quintana D. 2020Measurement discrepancies between logged and self-reported digital media use: a systematic review and meta-analysis. (doi:10.31234/osf.io/f6xvz)
  • 23.Ellis DA, Davidson BI, Shaw H, Geyer K. 2019Do smartphone usage scales predict behavior?Int. J. Hum. Comput. Stud. 130, 86-92. (doi:10.1016/j.ijhcs.2019.05.004)
  • 45.Sewall CJR, Bear TM, Merranko J, Rosen D. 2020How psychosocial well-being and usage amount predict inaccuracies in retrospective estimates of digital technology use. Mobile Media Commun. 8, 379-399. (doi:10.1177/2050157920902830)
  • 46.Shaw H, Ellis DA, Geyer K, Davidson BI, Ziegler FV, Smith A. 2020Subjective reports overstate the relationship between screen time and mental health. (doi:10.31234/osf.io/mpxra)
  • 44.Jones-Jang SM, Heo Y-J, McKeever R, Kim J-H, Moscowitz L, Moscowitz D. 2020Good news! Communication findings may be enderestimated: comparing effect sizes with self-reported and logged smartphone use data. J. Comput. Mediat Commun. 25, 346-363. (doi:10.1093/jcmc/zmaa009)

過去2週間の間に、客観的に見てより多くのゲームをプレイしたプレイヤーは、より高い幸福感を感じていると報告されました。この関連性は，人々の精神的健康に寄与する余暇活動としてのビデオゲームの利点を強調した文献とよく一致している[42]．本研究は横断的に行われたため，自己選択の効果もあるかもしれない．気分がいい人は、コントローラを手に取る傾向が強いかもしれない。このような見方は，メディア利用と幸福度の間に相互関係があることを示した研究とよく一致している[64,65]．同様に、ゲームのプレイ時間と幸福度の両方に影響を与える要因があるかもしれない[66,67]。例えば、所得の高い人は健康である可能性が高く、ゲーム機やPC、ゲームを購入する余裕がある可能性が高いと考えられる。

  • Granic I, Lobel A, Engels RCME. 2014The benefits of playing video games. Am. Psychol. 69, 66-78. (doi:10.1037/a0034857)
  • Dienlin T, Masur PK, Trepte S. 2017Reinforcement or displacement? The reciprocity of FTF, IM, and SNS communication and their effects on loneliness and life satisfaction. J. Comput. Mediat. Commun. 22, 71-87. (doi:10.1111/jcc4.12183)
  • Orben A, Dienlin T, Przybylski AK. 2019Social media's enduring effect on adolescent life satisfaction. Proc. Natl Acad. Sci. USA 116, 10 226-10 228. (doi:10.1073/pnas.1902058116)