Desktop-Version

Start arrow Medien und Kommunikationswissenschaft arrow Depression – Medien – Suizid

< Zurück   INHALT   Weiter >

7.1 Bevölkerungsrepräsentative Telefonbefragung

7.1.1 Entwicklung und Struktur des Fragebogens

Zur Beantwortung der Forschungsfragen wurde auf Basis von Leitfadengesprächen und der existierenden Literatur zu den skizzierten drei Themenkomplexen (vgl. Kapitel 6) ein Fragebogen entwickelt und dieser mehreren Pretests unterzogen. Darauf wurde nicht zuletzt aufgrund forschungsethischer Überlegungen großer Wert gelegt. Nach einem schriftlichen Pretest mit einer studentischen Stichprobe an der LMU München (n = 157; 79% weiblich) wurde der Fragebogen für die Telefonbefragung aufbereitet und von dem beauftragten Umfrageforschungsinstitut (Sozialwissenschaftliches Umfragezentrum GmbH, Duisburg) einem telefonischen Pretest unterzogen, bei dem auf eine heterogene Stichprobenzusammensetzung geachtet wurde (48% weiblich; Durchschnittsalter 57 Jahre (SD = 18 Jahre); 48% mit Hochschulreife). Die Anmerkungen aus den Pretests wurden im Rahmen mehrerer Überarbeitungsschritte eingepflegt. In die Modifikationen des Fragebogens (Löschung bzw. Ergänzung einzelner Items; Änderungen von Fragebzw. Itemformulierungen; vornehmliche Verwendung alltagssprachlicher Begriffe wie z.B.

„Selbstmord“ statt „Suizid“, vgl. dazu die Befunde von Omerov et al., 2013) flossen die Ergebnisse deskriptiver und korrelativer Analysen der Daten aus den Pretests mit ein. Die Feldversion des Erhebungsinstruments umfasste schließlich die nachfolgend besprochenen Fragenblöcke, die jeweils – sofern nicht anders angegeben – siebenstufig erhoben wurden, wobei höhere Antwortausprägungen stets eine stärkere Zustimmung ausdrücken (der vollständige Fragebogen ist auf Anfrage beim Autor erhältlich):

Themeninteresse: Das Interesse für bestimmte Themen in den Medien wurde mithilfe von zwölf Items in Anlehnung an Blödorn, Gerhards und Klingler (2006, S. 636) erfasst (u.a. Politik, Sport, Medizin und Gesundheit, Kriminalität, Erotik; Cronbach's rx = .70).

Mediennutzungsmotive: Die Wichtigkeit verschiedener Motive der Zuwendung zu Medien wurde mithilfe von neun Items nach Dehm und Storll (2003, S. 429) erfasst. In dieser Studie deckten die Items die Dimensionen Emotionalität, Orientierung, Ausgleich, Zeitvertreib und soziales Erleben ab. In der vorliegenden Studie werden die Items allerdings einzeln betrachtet, eine Indexbildung fand nicht statt. Der Reliabilitätskoeffizient für alle Items beträgt Cronbach's rx = .76.

Mediennutzungsdauer: Die Frage nach der Nutzungsdauer verschiedener Medien wurde in Minutenangaben offen beantwortet. Als Referenzpunkt wurde ein durchschnittlicher Wochentag genannt. Abgefragt wurde die Nutzung von Tageszeitungen, Fernsehen, Zeitschriften und Wochenzeitungen, Büchern (gedruckt oder elektronisch), Radio (auch im Auto, im Bad, bei der Arbeit usw., kein Internetradio), Tonträgern mit Musik, Internet und Computerspielen. Im Falle der prinzipiellen Nutzung des Internets wurde mithilfe einer fünfstufigen Skala detaillierter nach der Nutzungshäufigkeit spezieller Anwendungen gefragt (u.a. „Foren mit gesundheitlichem Schwerpunkt oder Selbsthilfeforen“ oder

„soziale Netzwerke wie Facebook, Wer kennt wen?“). Sofern die Befragten soziale Netzwerke nutzten, wurden zudem die Motive zu deren Nutzung anhand dreier Items aus der Studie von Forest und Wood (2012) erfasst. Die Motive für die Nutzung von Selbsthilfeforen wurden anhand dreier selbst formulierter Items erhoben („Ich suche nach Informationen, die mir persönlich weiterhelfen.“ „Ich lese genauer in Beiträgen von anderen Nutzern, die ähnliche Probleme haben wie ich.“ „Manchmal denke ich mir, dass es in solchen Foren Leute gibt, denen es viel schlechter geht als mir.“).

Genrepräferenzen: Die Präferenzen für spezifische Genres im Fernsehen wurden mit insgesamt vierzehn Items nach Stark (2006) erhoben, die diese den drei Dimensionen Infotainment, Entertainment und Action/Thrill zugeordnet hat. Die Genre-Liste wurde u.a. aufgrund der Pretest-Ergebnisse an aktuelle Formate angepasst. Aufgrund der Experteninterviews wurde die Liste etwa noch um „erotische Sendungen oder Filme“ ergänzt (vgl. für die Itemformulierungen Rössler, 2011, S. 25–26). Die Items wurden für die vorliegende Arbeit einzeln ausgewertet, eine Indexbildung fand nicht statt. Der Reliabilitätskoeffizient für alle Items beträgt Cronbach's rx = .70.

Intentionalität der Medienzuwendung: Die Intentionalität des Mediennutzungsverhaltens wurde ebenfalls in Anlehnung an Stark (2006) erfasst. Den Rahmen der Frage bildet dabei die Tendenz, bestimmte Medieninhalte („eher ernste oder sogar traurige Inhalte“ oder „eher heitere oder lustige Inhalte“) im Falle trauriger Stimmung zu nutzen (siehe Mood Management). Die Intentionalität der Nutzung dieser Medieninhalte wurde darauf bezogen und dichotom abgefragt („Ich würde gezielt auswählen“ oder „Ich schaue spontan“).

Parasoziale Beziehung zu Medienfiguren: Parasoziale Beziehungen mit Medienfiguren wurden mithilfe von drei Fragen erfasst. Zuerst wurde dichotom erfasst, ob die Teilnehmer eine Medienperson bzw. -figur benennen können, die sie ganz besonders mögen. In einer zweiten Frage wurde offen nach dieser Medienperson bzw. -figur gefragt. Das Objekt der parasozialen Beziehung wurde direkt vom Interviewer kodiert (Ausprägungen: „Schauspieler oder Privatperson“, „erfundener Charakter (Schauspieler in einer Rolle, Serienfigur)“, „Moderator/Journalist“, „Politiker“ oder „sonstiges“). In einem dritten Schritt wurde die Qualität der parasozialen Beziehung anhand von vier Items nach Thallmair und Rössler (2001) erfasst (Cronbach's rx = .82), die die beiden Dimensionen einer homophilen Beziehung („Meine Lieblingsperson und ich sind uns ähnlich.“) und der persönlichen Beziehung („Ich habe das Gefühl, als würde ich meine Lieblingsperson gut kennen.“) erfassen (vgl. für Itemformulierungen Rössler, 2011, S. 297–298).

Mood Management im Medienkontext: Zur Erfassung des Mood Managements im Kontext der Medienzuwendung wurden mehrere aufeinander aufbauende Fragenblöcke formuliert (Medienzuwendung bei gedrückter Stimmung, Präferenz für bestimmtes Medium, Valenz präferierter Medieninhalte, spezifische Emotionsregulation). Sofern die Mediennutzung für die Befragten bei deprimierter Stimmung überhaupt eine Option darstellt, wurde das präferierte Medium offen erfragt und von den Interviewern direkt kodiert (Itemformulierungen wie bei Mediennutzungsdauer). Die Valenz der präferierten Inhalte wurde dichotom erfasst („eher ernste oder sogar traurige Inhalte“ oder „eher heitere oder lustige Inhalte“). Die spezifische Emotionsregulation wurde anhand von acht Items erfasst, deren Formulierungen sich an die Studie von Dillman Carpentier et al. (2008) anlehnen (Cronbach's rx = .63). Dazu wurden explorativ Aussagen formuliert, die verschiedene Nutzungssituationen mit spezifischen emotionalen Intentionen verbinden. Die Formulierungen orientieren sich an den Defiziten der Emotionsregulation Depressiver: Rumination und Suppression. Die Tendenz zur Stimmungsverstärkung bei akuter negativer Emotionalität wurde mit den folgenden zwei Items gemessen: „Ich höre traurige Musik, die zu meiner Stimmung passt.“ und „Ich entscheide mich für einen traurigen Film, weil der am besten zu meiner Stimmung passt.“. Die zwei Aussagen: „Ich sehe mir einen lustigen Film an, um mich aufzuheitern.“ und „Ich höre fröhliche Musik, um meine Stimmung zu verbessern.“ bildeten die entgegengesetzte Strategie ab. Die eskapistische Strategie bzw. Emotionsunterdrückung wurde mit folgenden Items operationalisiert: „Ich schaue mir Sendungen an, die mich von meiner Traurigkeit ablenken.“, „Ich lese etwas, um mich abzulenken.“ Und „Ich surfe im Internet, um auf andere Gedanken zu kommen.“. Die problemlösungsorientierte mediale Emotionsregulationsstrategie wurde mit der Aussage abgebildet: „Ich schalte Sendungen ein, in denen es um Menschen und ihre Probleme geht, weil ich dann sehen kann, wie andere damit umgehen.“.

Selbstwirksamkeit und Selbstwert: Zur Erfassung der wahrgenommenen Selbstwirksamkeit („self-efficacy“) wurden drei Items der Skala nach Hinz, Schumacher, Albani, Schmid und Brähler (2006) verwendet, die bereits anhand einer bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe normiert wurden. Die Auswahl der Items beruhte auf deren Trennschärfe, Varianz und Ladung auf dem Gesamtfaktor. Diese Items lauteten „Für jedes Problem kann ich eine Lösung finden.“, „Schwierigkeiten sehe ich gelassen entgegen, weil ich meinen Fähigkeiten immer vertrauen kann.“, „Wenn eine neue Sache auf mich zukommt, weiß ich, wie ich damit umgehen kann.“ (Cronbach's rx = .66). Der Selbstwert („selfesteem“) wurde anhand der etablierten Skala nach Collani und Herzberg (2003b) erhoben. Die Skala umfasst im Original zehn Items, die den beiden Dimensionen „self-liking“ und „self-competence“ zugeordnet werden können (vgl. kritisch dazu Collani & Herzberg, 2003a). Für die vorliegende Untersuchung wurde jede der beiden Subdimensionen mit jeweils drei Items auf einer zehnstufigen Antwortskala erhoben. Die Antworten wurden zu einem Summenindex zusammengefasst (Cronbach's rx = .71).

Empathiefähigkeit: Die Empathiefähigkeit umfasst in Anlehnung an Früh und Wünsch (2009, S. 202) zwei Dimensionen: Kognitive Empathie beschreibt die Fähigkeit, sich gedanklich in andere Menschen hineinzuversetzen (Perspektivenübernahme), während sich affektive Empathie auf das Nachempfinden der Gefühlswelt anderer bezieht. Kognitive Empathie wurde mit den invertierten Items „Ich finde es meistens sehr schwierig, die Dinge vom Standpunkt eines anderen Menschen zu sehen.“ und „Ich kann mich nicht sehr gut in andere Menschen hineinversetzen.“ (Cronbach's rx = .57). Affektive Empathie wurde über das invertierte Item „Die meisten Probleme meiner Mitmenschen sind für mich Kleinigkeiten, für die ich eine schnelle Lösung hätte.“ operationalisiert.

Wohlbefinden: Das Wohlbefinden in den letzten zwei Wochen wurde anhand des WHO-5 Fragebogens zum Wohlbefinden (WHO, 1998) erfasst. Die Antwortskalierung wurde (abweichend von der Originalversion) den restlichen Fragen angepasst. Die Zustimmung zu den fünf Items erfolgte also siebenstufig. Der Vorspann zu den Items nannte den zeitlichen Bezugsrahmen von zwei Wochen und die Itemformulierungen lauteten: „… war ich froh und guter Laune“, „… habe ich mich ruhig und entspannt gefühlt“, „… habe ich mich energisch und aktiv gefühlt“, „… habe ich mich beim Aufwachen frisch und ausgeruht gefühlt“, „… war mein Alltag voller Dinge, die mich interessieren“. Das WHO-5 Inventar wurde bereits anhand einer repräsentativen Stichprobe für Deutschland normiert (Brähler, Mühlan, Albani & Schmidt, 2007). Die Reliabilität der Skala war akzeptabel (Cronbach's rx = .77).

Einsamkeit: Der Grad der empfundenen Einsamkeit wurde mit fünf Items aus der „UCLA Loneliness Skala“ nach Russell, Peplau und Cutrona (1980) gemessen. Die Auswahl entspricht den Items, die bereits bei Stepanikova, Nie und He (2010, S. 337) als Kurzinventar zur Erfassung von Einsamkeit im Medienkontext zum Einsatz kamen. Die Items wurden ins Deutsche übersetzt und (im Unterschied zur Originalversion) in Aussagesätze umformuliert. Als zeitlicher Referenzpunkt wurden erneut die vergangenen zwei Wochen genannt. Die Reliabilität der Skala war akzeptabel (Cronbach's rx = .70).

Reasons for Living: Als (Dis-)Inhibitor für die individuelle Suizidalität wurde entsprechend den Studien von Linehan, Goodstein, Nielsen und Chiles (1983) sowie Osman et al. (1996) verschiedene Gründe für das Weiterleben erfasst. Insgesamt wurden vier Aussagen aus dem Kurzinventar für Jugendliche („Brief Reasons for Living Inventory for Adolescents“; BRFL-A) übernommen und ins Deutsche übersetzt. Jedes der vier Items bildet dabei eine Subdimension der Skala ab, wie soziale und moralische Normvorstellungen, subjektive Einstellungen gegenüber dem Leben und Suiziden: Angst vor sozialer Ablehnung („Ich möchte nicht, dass andere denken, dass ich keine Kontrolle über mein Leben habe.“), moralische Bedenken („Meine religiösen Ansichten verbieten es mir, meinem Leben selbst ein Ende zu bereiten.“), Glaube an die eigene Fähigkeit zur Problembewältigung („Ich habe den Mut, mich meinem Leben zu stellen.“) und die Angst vor dem Tod durch Suizid („Ich habe Angst vor dem Tod.“). Erfasst wurde die jeweilige die Wichtigkeit dieser Aussagen. [1] Die Reliabilität der Skala war allerdings schlecht (Cronbach's rx = .37). Da das Reasonsfor-Living-Inventar allerdings wichtige subjektive Einstellungen zum Leben einschließt, die aus völlig unterschiedlichen Richtungen Menschen davon abhalten können, sich das Leben zu nehmen, wurde der Index dennoch verwendet.

Vorurteile und Einstellungen gegenüber Suizidalität: Die Zustimmung zu verschiedenen Vorurteilen und Einstellungen wurde anhand von insgesamt fünf Dimensionen erfasst (Vorurteile und die moralische Vertretbarkeit von Suizidalität). Die Vorurteile bzw. Laientheorien über Suizidalität umfassen insgesamt vier Dimensionen, die jeweils mit zwei Items nach Knight, Furnham und Lester (2000) formuliert wurden. Diese basieren auf dem „Suicide Opinion Questionnaire“ (SOQ) nach Domino, Moore, Westlake und Gibson (1982). Für die vorliegende Darstellung sind nur die Dimensionen „ein Recht auf Suizid haben“ (Item-Formulierungen: „Menschen haben nicht das Recht, sich selbst das Leben zu nehmen.“ bzw. „sich selbst das Leben zu nehmen ist im Fall einer unheilbaren Krankheit gerechtfertigt.“) und „Suizidalität als Hilfeschrei“ von weiterer Bedeutung (Item-Formulierungen: „Ein Suizidversuch ist meistens ein Hilfeschrei.“ bzw. „Menschen, die versuchen, sich an öffentlichen Orten das Leben zu nehmen, suchen nur nach Aufmerksamkeit.“).

Erinnerung an (realen bzw. fiktionalen) Suizidfall: Die Erinnerung an einen realen oder fiktionalen Suizidfall aus den Medien wurde offen erfragt. Wurde die Frage bejaht, wurde außerdem offen nach dem konkreten Fall gefragt. Dabei kodierte der Interviewer direkt, aus welcher Mediengattung der Befragte von dem Suizid erfahren hatte („Fernsehen“, „Tageszeitung“, „Zeitschrift“, „Radio“, „Internet“ und „Sonstiges: offene Nennung“).

Wirkungsvermutung gegenüber Suizidberichterstattung: Für die Stärke der Wirkungsvermutungen gegenüber der Suizidberichterstattung auf sich selbst und (unterschiedlich weit entfernte) Dritte wurde die Zustimmung zu insgesamt drei Items abgefragt, die sich an der Forschung zu wahrgenommenen Medienwirkungen und deren Abhängigkeit von der sozialen Distanz orientieren (Andsager & White, 2007, S. 93–95; Davison, 1983): „Meine Vorstellungen von Suiziden werden stark von den Darstellungen in den Medien beeinflusst.“ „Die Vorstellungen von Suiziden werden in meinem Freundes- und Bekanntenkreis stark von den Darstellungen in den Medien beeinflusst.“ „Die Vorstellungen von Suiziden in der Allgemeinheit der Bevölkerung werden stark von den Darstellungen in den Medien beeinflusst.“. Die Reliabilität der Items war akzeptabel (Cronbach's rx = .66).

Demotivation, Retention, Motivation: Beruhend auf Banduras Annahmen der sozialkognitiven Theorie (Bandura, 1986) und in Anlehnung an deren Übertragung auf die Suizidberichterstattung nach Fu, Chan und Yip (2009) wurde die Zustimmung zu den theorierelevanten Bausteinen der Demotivation („Mir ist durch Selbstmordberichte klar geworden, dass Selbstmorde bei Angehörigen und Freunden großen Schmerz verursachen.“), Erinnerung („Ich kann mich noch heute an Details aus den Selbstmordberichten in den Medien erinnern.“) und Motivation („Ich habe im letzten Jahr Suizidberichte über Personen verfolgt, die mir recht ähnlich waren, und mir danach gedacht, dass Selbstmord auch nachvollziehbar sein kann.“) mit jeweils einem Item erfasst.

Soziodemografie: Im Rahmen des Fragenblocks zur Soziodemografie wurden neben Alter, Bildung und Geschlecht auch die Wohnsituation („alleine“ oder

„mit anderer Person“), der Beziehungsstatus im Sinne einer festen Beziehung bzw. Ehe („ja“ oder „nein) sowie die Erwerbstätigkeit (in einem ersten Schritt grob mit den Antwortmöglichkeiten „ja“ oder „nein“, in einem zweiten Schritt detaillierter) erfasst.

Depression: In dieser Studie wurde der Depressionsgrad mithilfe einer für den Einsatz am Telefon optimierten Version des vereinfachten Beck-Depressionsinventars (BDI-V) verwendet (Sauer, Ziegler & Schmitt, 2013; Schmitt & Maes, 2000), [2] das wiederum eine validierte Kurzversion der überarbeiteten zweiten Version des Beck Depression Inventory (BDI-II; Beck et al., 1996) darstellt. [3] Die Skala findet insbesondere „zur Messung der Depressivität bei klinisch unauffälligen Personen“ Verwendung (Schmitt, Hübner & Maes, 2010, S. 125) und wird häufig als „Screeningverfahren herangezogen, um in der Allgemeinbevölkerung eine Depressionsneigung abschätzen zu können“ (Wintjen & Petermann, 2010, S. 243). Die abermals ökonomischere, hier verwendete Telefonversion des verkürzten Depressionsinventars nach Beck (im Folgenden BDI-VT) umfasst insgesamt 17 Items. Im Vergleich zum vereinfachten BDI-VInventar (Sauer et al., 2013; Schmitt & Maes, 2000) wurden in der von uns erstellten Telefonversion drei der 20 Items ausgeschlossen, weil sie als unpassend für eine telefonische Datenerhebung erschienen (Item: „Sex ist mir gleichgültig“) oder weil ähnliche Dimensionen mit anderen Instrumenten innerhalb der Untersuchung erfasst wurden (Item: „Ich denke daran, mir etwas anzutun“, vgl. Skala zur Erfassung von Suizidalität; Item: „Ich fühle mich als Versager(in)“, vgl. Item 9 der Self-Esteem-Skala nach Collani und Herzberg 2003b, S. 7). Die Skala bezieht sich auf den Zeitraum der letzten zwei Wochen. Hinsichtlich der Faktorenstruktur der Skala gibt es zahlreiche Vorschläge für Subskalierungen des Inventars, die der psychometrischen Struktur des Depressionsinventars Rechnung tragen (Bouman & Kok, 1987; Brouwer et al., 2013, S. 136; Keller & Kempf, 1997, S. 315; Ward, 2006). Dabei werden in der Regel die Symptome einer Depression unterschiedlich gewichtet und entsprechend statistisch zusammengefasst (Baumeister & Parker, 2012). Um die latente Faktorenstruktur des BDI-VT zu untersuchen, wurden mehrere konfirmatorische Faktorenanalysen (CFA) erstmals anhand einer für Deutschland repräsentativen Stichprobe durchgeführt. Eine Übersicht darüber ist auf Nachfrage beim Autor erhältlich. Basierend auf den Befunden der Analysen und der Argumentation von Brouwer, Meijer und Zevalkink (2013, S. 143–144), wonach eine zu enge Fokussierung auf einzelne Subskalen des BDI-Inventars auch falsche Schlussfolgerungen im Hinblick auf Depressionen als komplexen psychischen Erkrankungen nach sich ziehen kann, folgen wir in der vorliegenden Untersuchung dem Vorschlag zur Bildung eines Generalfaktormodells aus den 17 Items des BDI-VT (Cronbach's Alpha = 0.88). Der Wert für die Mindestreliabilität der Skala bemessen an Cronbach's Alpha liegt damit leicht unterhalb von anderen (nicht-repräsentativen) Befragungsstudien aus Deutschland, die auf das BDI-V-Depressionsinventar zurückgegriffen haben (vgl. Sebena, El Ansari, Stock, Orosova & Mikolajczyk, 2012, S. 4: 0.90 (studentische Stichprobe aus Deutschland, n = 803); Schwerdtfeger & Rosenkaimer, 2011, S. 432: 0.93 (nicht-klinische Stichprobe, n = 55); Ley et al., 2011, S. 334: 0.93 (klinische Stichprobe, n = 228); Schmitt & Maes, 2000: 0.90 (heterogene, nichtrepräsentative Bevölkerungsstichprobe, n = 2500). Zur Differenzierung des Schweregrades einer Depression wurde der Cut-off-Wert der telefonoptimierten BDI-VT-Skala anhand der originalen Normierungsstichprobe (Schmitt, Altstötter-Gleich, Hinz, Maes & Brähler, 2006) eigens berechnet. [4] Als Personen mit hohem Depressionsgrad wurden alle Befragten ab einem BDI-VT-Score von einschließlich 57 oder höher (= Cut-off-Wert) aufgefasst (vgl. zur deskriptiven Statistik dazu Kapitel 8.1.1). Personen, die Punktscores von 17 bis 24 erreichten, wurden als niedriger Depressionsgrad klassifiziert. [5] Zu den Personen mittleren Depressionsgrades wurden alle Befragten mit Scores von 25 bis 56 gezählt. Berücksichtigt wurden nur diejenigen Fälle, die alle Fragen zum BDI beantwortet hatten (n = 1961).

Suizidalität: Die Erfassung der Suizidalität beruht auf insgesamt 16 Ja-NeinFragen nach Haenel und Pöldinger (1986), die verschiedene Facetten von Suizidalität abdecken (Suizidgedanken, Suizidpläne, Suizidversuche, Hoffnungslosigkeit, kognitive Verengung/Problemzentrierung, soziale Kontakte/Integration, Religiosität, Interessenverlust). Die Fragen umfassen wesentliche Risikofaktoren für bzw. protektive Faktoren gegenüber Suizidalität, die bereits früh anhand epidemiologischer Untersuchungen identifiziert werden konnten (Pöldinger, 1968). Die Items wurden schon während der Erhebung zu einem Summenindex zusammengefasst. Ab einem Wert von einschließlich 8 Punkten (Cut-off-Wert orientiert sich an Dieris-Hirche, Gieler, Kupfer & Milch, 2009, S. 642 bzw. Hodapp, Sicker, Wick & Winkelsträter, 1997, S. 57) wurde dem jeweiligen Interviewer ein Hinweis eingeblendet, den dieser unverzüglich den Befragten vorzulesen hatte. Der Hinweis lautete:

HINWEIS: Da unser Projekt vor allem auch im Dienste der SuizidVorbeugung steht, möchten wir Sie gerne auf ein Hilfsangebot in diesem Zusammenhang aufmerksam machen. Hier kann man sich rund um die Uhr kostenlos melden, wenn man sich in einer seelischen Krisensituation befindet. Es handelt sich um die Telefonseelsorge. Sie erreicht man unter der kostenlosen Nummer: 0800-111 0 111 oder im Internet unter telefonseelsorge.de. In bedrohlichen Situationen, wenn man beispielsweise ernsthaft befürchtet, jemand könnte sich jeden Moment das Leben nehmen, sollte man aber auf jeden Fall umgehend den Rettungsdienst alarmieren und die 112 wählen.

Im Rahmen der Interviewerschulung wurde dieser Ablauf intensiv vorbereitet. Die 16 Items zur Messung von Suizidalität umfassen sowohl Risikoals auch suizidprotektive Faktoren, die für die Zusammenfassung zu einem Summenindex entsprechend umgepolt wurden (vgl. Cochand & Bovet, 1998, S. 233). Die interne Konsistenz der Skala erfüllt zwar die Mindestanforderungen an ein reliables Messmodell (standardisiertes Cronbach's Alpha = .65), gleichwohl umfasst das Instrument sowohl theoretisch (Range & Knott, 1997, S. 50) als auch empirisch (auf Basis explorativer sowie konfirmatorischer Faktorenanalysen) mehrere Komponenten. [6] Für die vorliegende Untersuchung wird trotz des niedrigen Wertes von Cronbach's Alpha (vgl. Schmitt, 1996) aus sachlogischen und theoretischen Überlegungen (vgl. Kapitel 2.1) heraus ein Summenindex aus den 16 dichotomen Items erstellt (vgl. dazu auch Streiner, 2003). Da zahlreiche Arbeiten Suizidalität mit gerade einmal einem Item erfassen (Olfson, Weissman, Leon, Sheehan & Farber, 1996; Zimmerman et al., 1995) oder gar nicht gesondert, sondern anhand von Items anderer Skalen (Brown, 2001, S. 35; Dieserud, Roysamb, Ekeberg & Kraft, 2001, S. 159), erachten wir unser Vorgehen zumindest als einen Schritt in die richtige Richtung. Inhaltlich erweist sich der Index zudem als aussagekräftig, korreliert er doch recht deutlich beispielsweise mit dem BDI-VT (r = .414, p < .001). [7] In Kapitel 7.2 wird überdies noch auf die zeitliche Stabilität der Messung von Suizidalität eingegangen (Test-Retest-Reliabilität), die ebenfalls Aufschluss über die Qualität der Messung liefert.

Für die Datenanalyse wurden schließlich einzelne Items der genannten Konstrukte entsprechend des zu messenden, übergeordneten Konstrukts umgepolt.

  • [1] Das BRFL-A-Inventar erfasst insgesamt fünf Subdimensionen mit insgesamt 14 Items. Die Dimension „Verantwortung gegenüber der Familie“ wurde im Hinblick auf den ohnehin großen Umfang des Erhebungsinstruments ausgeblendet, zumal dieser Aspekt im Zusammenhang mit anderen Skalen berücksichtigt ist.
  • [2] Die Vereinfachung des Fragebogens hat insbesondere die „Messökonomie des BDI“ (Schmitt, Hübner & Maes, 2010, S. 125) verbessert. So wurde beispielsweise die Anzahl der Items von 80 auf 20 reduziert, weshalb die vereinfachte Skala auch im Rahmen der vorliegenden Untersuchung als brauchbar gelten kann. Dies belegen auch die guten testtheoretischen Eigenschaften der Skala (Sauer, Ziegler & Schmitt, 2013).
  • [3] Das BDI ist beispielsweise das am häufigsten verwendete Messinstrument für Depressionen im Journal of Personality and Social Psychology (JPSP), das sich in Selbstauskunft beantworten lässt (Weary, Edwards & Jacobson, 1995, S. 888).
  • [4] Mein Dank gilt an dieser Stelle Prof. Dr. Manfred Schmitt, der mir die Originaldaten der Normierungsstichprobe für diese Berechnungen zur Verfügung stellte.
  • [5] Das entspricht den Personen, die bei allen 17 Symptombeschreibungen für Depression angaben, dass diese bei ihnen gar nicht vorliegen, oder die bei höchstens sieben Items die zweitniedrigste Antwortmöglichkeit wählten. Die Festlegung der Gruppen darf insofern nicht missverstanden werden, als auch Personen, die nach dieser Auffassung zur Gruppe „mittleren“ oder „niedrigen“ Depressionsgrades gezählt werden, nicht automatisch nicht oder „nur leicht“ depressiv sind. Die Gruppenaufteilung dient in erster Linie zur Kontrastierung der Befunde und Differenzierung des Einflusses von Depression im Kontext des Mediennutzungsverhaltens. Daher ist bei der Gruppenbezeichnung auch von niedrigem BDI-VT die Rede.
  • [6] Hauptachsenanalyse (PAA; Weiber & Mühlhaus, 2014, S. 132–133) mit Promax-Rotation; erklärte Varianz = 44.1%; KMO = .781; Test nach Bartlett p < .001. Die Hauptachsenanalyse zeigt insgesamt vier Faktoren, die sich inhaltlich als „Suizidgedanken“, „Suizidpläne“, „Hoffnungslosigkeit“ und „protektive Faktoren“ interpretieren lassen. Von den vier Faktoren trägt der erste am meisten zur Varianzaufklärung bei.
  • [7] Dabei muss man sich die Tatsache vergegenwärtigen, dass der Suizidalitätsindex insgesamt bei Weitem nicht normalverteilt ist (Kurtosis = 3.82 (steilgipflig, extremere Verteilung); Schiefe = 1.52 (rechtsschiefe Verteilung)). So beträgt die Antwortrange etwa 0 bis 13 Punkte, 3,4% erreichten einen Wert von einschließlich 8 oder höher (M = 3.4, SD = 1.8). Die Werte beruhen allesamt auf der gewichteten Stichprobe (vgl. Kapitel 7.1.5).
 
< Zurück   INHALT   Weiter >

Related topics