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7.2.3 Stichprobe

Die Teilnehmer der Online-Panelbefragung haben nicht gleichzeitig auch an der telefonischen Erhebung teilgenommen – das wurde in der zweiten Welle der Online-Panelbefragung abgefragt. Die „within-panel response rate“ (vgl. Ansolabehere & Schaffner, 2014) in der ersten Welle betrug nach den Standards der AAPOR (American Association for Public Opinion Research, 2011) RR1 = .15 (RR3 = .16) und in der zweiten Welle RR1 = .49 (RR3 = .49). Zur Teilnahme an der zweiten Welle wurden nur diejenigen eingeladen, die den Einladungslink zur ersten Befragung angeklickt hatten. Eine detaillierte Übersicht über die angeschriebenen Personen und den Rücklauf in beiden Befragungswellen zeigt Tabelle 10. Die Datensätze aus beiden Online-Erhebungswellen wurden bereinigt und für die Datenanalyse miteinander fusioniert. Beide Befragungswellen haben nur Fragebögen berücksichtigt, die bis zur letzten Seite ausgefüllt und nicht vorher abgebrochen worden waren. Ferner wurden alle Befragten von den weiteren Analysen ausgeschlossen, die in beiden Wellen weniger als 90% der Fragen beantwortet haben. Dabei wurden die Fragen danach gewichtet, wie oft diese durchschnittlich von allen Befragten beantwortet wurden. Fragen, die optional zu beantworten waren, werden dabei also weniger stark berücksichtigt. Außerdem wurde der Datensatz um diejenigen Fälle bereinigt, die gleichzeitig mehrere unplausible Antworten hinsichtlich des Mediennutzungsverhaltens enthielten. Daraus resultierte ein finaler Datensatz mit 1.377 Fällen. Die Stichprobe ermöglicht es, allein in der Gruppe von Personen mit erhöhter depressiver Symptomatik in der zweiten Welle der Online-Befragung (n = 309) mit über 90% Power einen Regressionskoeffizienten der Stärke 0.15 im Rahmen multivariater Regressionsanalysen aufzudecken. [1]

Tabelle 10. Rücklaufstatistik der Online-Panelbefragung

7.2.4 Vergleich der Zusammenhänge zwischen zentralen Untersuchungsgrößen (on- und offline)

Nicht-repräsentative Online-Access-Panels sind in ihrer Zusammensetzung gegenüber der Grundgesamtheit verzerrt und dies schlägt sich immer wieder in den Befunden dort durchgeführter Befragungen durch. [2] Die AAPOR rief daher eine Task Force ins Leben, die in ihrem Abschlussbericht die wichtigsten Gesichtspunkte im Umgang mit den Daten aus nicht-repräsentativen Online-Access-Panels festhält (Baker et al., 2010). Demnach eignen sich die daraus bezogenen Daten nicht zur akkuraten Beschreibung der Grundgesamtheit, sind allerdings auch nicht grundsätzlich abzulehnen. Die Abweichungen beruhen auf Abdeckungsfehlern und auf onlinespezifischer Non-Response (Baker et al., 2010, S. 713, 725). Dies führt zu onlinetypischen Antwortverzerrungen, die immer wieder beobachtet werden. Beispielsweise geben Personen online häufiger depressiver Symptome an (im Vergleich zu Telefonbefragungen berichten etwa Taylor, Krane und Thomas (2005) einen Unterschied von +28%) bzw. machen häufiger Angaben zu sensiblen Themen, wie psychischen Erkrankungen (Hines, Douglas & Mahmood, 2010). Der Vergleich repräsentativer Telefonbefragungen und nicht-repräsentativer Online-Befragungen zeigt außerdem, dass sich die Verzerrungen auch nicht immer durch eine Gewichtung von Daten beheben lassen (Yeager et al., 2011). Selten sind allerdings Methodenvergleiche, in denen Zusammenhangsmaße zwischen den verschiedenen Erhebungsmodi verglichen werden (eine Ausnahme ist z.B. Ansolabehere und Schaffner (2014, S. 291–293)). Die Studie zeigt beispielsweise auf dem Feld der Wahlforschung nur geringe Differenzen zwischen den Erhebungsmodi (insb. für Telefon vs. Online) für Zusammenhangsmaße (Ansolabehere & Schaffner, 2014, S. 300).

Für die vorliegende Untersuchung erfüllt die zweiwellige Online-Panelbefragung die Funktion, die repräsentative Querschnittsbefragung zu ergänzen und Hinweise darauf zu liefern, wie identifizierte Zusammenhänge kausal interpretiert werden können. Dafür kommen autoregressive Modelle zum Einsatz (Geiser, 2011, S. 132– 151), die mit dem Softwarepaket Mplus geschätzt wurden. Für eine ausführliche methodische Diskussion der Analyse von Paneldaten sei auf Matthes (2007, S. 221–230) verwiesen.

Sofern es sich dabei um Zusammenhänge von hoher Generalisierbarkeit handelt und diese zudem unabhängig vom Erhebungsmodus sind, ist es nach Leiner (submitted) wahrscheinlich, dass die Befunde aus der Online-Panelbefragung annähernd ähnlich zu den Befunden in der Grundgesamtheit sind. Dies trifft jedoch nicht zwingend auf die Effektstärken zu. Um einen Eindruck von der Vergleichbarkeit der beiden Erhebungsmodi zu bekommen, finden sich nachfolgend einige Zusammenhänge zwischen zentralen Untersuchungsgrößen (Punktschätzer und Zusammenhangsmaße) exemplarisch gegenübergestellt (vgl. Tabelle 11). Der Vergleich und alle weiteren Analysen beziehen sich nur auf Befragungsteilnehmer, die an beiden Befragungswellen vollständig teilgenommen haben (n = 1.377). Der Vergleich zwischen der Telefonbefragung und den beiden Wellen der Panelbefragung zeigt, dass der Anteil derer, die nach dem BDI-VT-Inventar als Personen mit hohem Depressionsgrad eingestuft werden können, [3] in beiden Wellen der Panelbefragung mehr als doppelt so hoch ist (1. Welle: Männer: 24.6%, Frauen: 28.5%; 2. Welle: Männer: 21.1%, Frauen: 24.4%) als in der Repräsentativstichprobe für Deutschland (Männer: 9.2%, Frauen: 12.4%). Die Tendenz, wonach Frauen höhere Werte für Depressionen aufweisen, ist allerdings onwie offline gleich und deckt sich mit der diesbezüglichen Forschung (Kendler et al., 2005, 2006; Möller-Leimkühler, 2005). Die Werte stimmen überdies mit anderen epidemiologischen Studien für Deutschland aus früheren Jahren überein, in denen die Prävalenz von Depressionen bei Männern auf 5–12%, bei Frauen auf 12–20% geschätzt wurde (Möller-Leimkühler, 2009, S. 413). Der Anteil vollkommener Symptomfreiheit wird dagegen in den beiden Wellen der Online-Befragung unterschätzt, was an die Befunde der genannten Methodenstudien anknüpft (Hines et al., 2010; Taylor et al., 2005; Tourangeau & Yan, 2007, S. 865). Dementsprechend liegt auch der Anteil derer mit erhöhter Suizidgefahr (oberhalb des Cut-offs der Skala zur Erfassung der Suizidalität) in der ersten Welle der Online-Erhebungen für Männer und Frauen etwa um das Doppelte höher als in der repräsentativen Telefonbefragung. In der zweiten Welle nähern sich die Prozentanteile der Männer denen aus der Telefonbefragung an. Bei den Frauen beträgt der Anteil mit erhöhter Suizidgefahr dagegen in der zweiten Welle der Panelbefragung weniger als die Hälfte des Anteils in der Telefonbefragung. Für das Mindestmaß an Skalenreliabilität (Cronbach's Alpha) zeichnet sich demgegenüber eine recht große Vergleichbarkeit ab: Cronbach's Alpha ist für den BDI-VT in der heterogeneren bevölkerungsrepräsentativen Stichprobe ein wenig niedriger als insgesamt im Panel, in dem die Übereinstimmung im Abstand von einem Monat wiederum groß ist. Dies verdeutlicht den Vorteil etablierter und vielerprobter Erhebungsinstrumente. Ähnlich stark ist auch die Korrelation zwischen dem BDI-VT und dem Suizidalitätsindex. Die Korrelationskoeffizienten liegen in allen Datensätzen in einem Bereich von r = .39 bis r = .50. Wir interpretieren diesen Vergleich als eine Bestätigung unseres Vorgehens. Für deskriptive Beschreibungen der Grundgesamtheit und repräsentative Zusammenhänge stützen wir uns auf die bevölkerungsrepräsentative Stichprobe und die Antworten der Telefonbefragung, für Anhaltspunkte nach der zeitlichen Stabilität und Kausalität der Zusammenhänge nehmen wir auf die online erhobene Panelbefragung Bezug.

Tabelle 11. Vergleich zentraler Untersuchungsgrößen nach verschiedenen Erhebungsmodi

Anmerkung. * p < .05 ** p < .01 *** p < .001

BDI-VT = Telefonversion des vereinfachten Beck-Depressionsinventars; niedrige Werte bedeuten eine geringe Wahrscheinlichkeit für das Auftreten depressiver bzw. suizidaler Symptome bzw. niedrigere Nutzungsdauer oder geringeres Selbstbewusstsein. Die Beobachtungshäufigkeit der 17 Symptome einer depressiven Erkrankung wurden jeweils auf einer 7-stufigen Skala von 0

„gar nicht/nie“ bis 6 „sehr häufig“ erfasst;

Skala zur Abschätzung der Suizidalität nach (Haenel & Pöldinger, 1986); Wertebereich von 0–16; Cut-off-Wert � 8, vgl. (Althaus & Hegerl, 2004, S. 1129); einseitige Korrelation nach Pearson

a Für die Interpretation der Prävalenzzahlen von depressiven Erkrankungen ist überdies ausgesprochen wichtig, das zugrunde liegende Verständnis und die spezifische Erhebungsweise von Depressionen bzw. depressiven Symptomen zu berücksichtigen. So treten „depressive Symptome oder vorübergehende Depressivität“ (Wittchen & Jacobi, 2006, S. 16) epidemiologischen Untersuchungen zufolge mit insgesamt ca. 26% dreimal häufiger auf als eine depressive Erkrankung (Major Depression) im Sinne der DSM-V-Kriterien, die bei ungefähr 8% der Personen beobachtet wird.

Da ein Großteil der Teilnehmer des Online-Access-Panels (Leiner, 2012) in die Altersgruppe der 20bis 39-Jährigen fällt, sollen hier ergänzende deskriptive Vergleiche für diese Altersgruppe, weiter getrennt nach Geschlecht und den verschiedenen Erhebungsmodi, dargestellt werden. Übersichtsartig ist dies in der folgenden Tabelle 12 abgebildet. Im Fokus steht der Anteil derjenigen mit einer schweren depressiven Symptomatik (in %), der Anteil derjenigen, die völlig symptomfrei sind (in %), sowie die Zusammenhänge zwischen dem BDI-VT und der TVNutzungsdauer (in Minuten), der Internetnutzungsdauer (in Minuten), der SelfEsteem-Skala und der Suizidalitätsskala.

Für die Altersgruppe der 20bis 39-Jährigen zeigen die Online-Erhebungen auch eine für den Erhebungsmodus spezifische Überschätzung des Anteils Depressiver (sowohl bei Frauen als auch bei Männern), nicht jedoch eine konsistente Unterschätzung des Anteils der völlig symptomfreien Personen. So ist etwa der Anteil völlig symptomfreier Männer in der zweiten Welle der Panelbefragung beinahe doppelt so hoch (3.2%) wie in der Telefonbefragung (1.2%). Geringe Übereinstimmung zeigt sich auch hinsichtlich des Zusammenhangs von Depressionsgrad und Nutzungsdauer des Fernsehens bzw. des Internets (in Minuten). Telefonstichprobe und Online-Stichprobe sind dafür nicht vergleichbar. Das kann auch auf erhebungsspezifische Ursachen zurückzuführen sein. Allerdings sind die Zusammenhänge in den beiden Wellen der Online-Panelbefragung weitgehend ähnlich hinsichtlich ihrer Richtung und Stärke. Ein anderes Bild ergibt sich dagegen für die Zusammenhänge zwischen Depressionen und Self-Esteem bzw. Suizidalität. Die Korrelationskoeffizienten für den Zusammenhang zwischen BDI-VT und Self-Esteem liegen über alle Erhebungsmodi hinweg zwischen r = –.54 und r = –.76. Der Zusammenhang zwischen BDI-VT und Suizidalität liegt in der Altersgruppe der 20bis 39-Jährigen zwischen r = .45 und r = .57. Wir bleiben daher selbst für die vermeintlich aussagekräftigere Altersgruppe derjenigen, die in dem Online-Access-Panel besonders stark vertreten sind, bei unserer zuvor beschriebenen Auswertungsstrategie: Für deskriptive Analysen und aussagekräftige Zusammenhänge zum Spannungsfeld Depression – Medien – Suizid in der bundesdeutschen Bevölkerung greifen wir auf die Daten der Telefonbefragung zurück. Um Anhaltspunkte für die Stabilität und Kausalitätsrichtung dieser Zusammenhänge zu gewinnen, stützen wir uns auf die beiden Wellen der Online-Panelbefragung.

Tabelle 12. Vergleich zentraler Untersuchungsgrößen nach verschiedenen Erhebungsmodi für eine onlineaffine Altersgruppe (20-39 Jahre)

Anmerkung. * p < .05 ** p < .01 *** p < .001

BDI-VT = Telefonversion des vereinfachten Beck-Depressionsinventars; niedrige Werte bedeuten eine geringe Wahrscheinlichkeit für das Auftreten depressiver bzw. suizidaler Symptome bzw. niedrigere Nutzungsdauer oder geringeres Selbstbewusstsein. Die Beobachtungshäufigkeit der 17 Symptome einer depressiven Erkrankung wurden jeweils auf einer 7-stufigen Skala von 0

„gar nicht/nie“ bis 6 „sehr häufig“ erfasst;

dt. Version der Self-Esteem-Skala nach (Collani & Herzberg, 2003b), nur vollständige Antworten;

Skala zur Abschätzung der Suizidalität nach (Haenel & Pöldinger, 1986); Wertebereich von 0–16; Cut-off-Wert � 8, vgl. (Althaus & Hegerl, 2004, S. 1129); einseitige Korrelation nach Pearson a Für die Interpretation der Prävalenzzahlen von depressiven Erkrankungen sind überdies das zugrunde liegende Verständnis und die spezifische Erhebungsweise von Depressionen bzw. depressiven Symptomen wichtig. So treten „depressive Symptome oder vorübergehende Depressivität“ (Wittchen & Jacobi, 2006, S. 16) epidemiologischen Untersuchungen zufolge mit insgesamt ca. 26% dreimal häufiger auf als eine depressive Erkrankung (Major Depression) im Sinne der DSM-V-Kriterien, die bei ungefähr 8% der Personen beobachtet wird.

  • [1] Bei der Power-Kalkulation werden Effekte mit einer Stärke von bis zu r = .05 als nicht relevant eingestuft und daher als Bestätigung der Nullhypothese angesehen.
  • [2] Eine Ausnahme davon bilden Befragungen im Zusammenhang mit Wahlen (Baker et al., 2010, S. 712), die durch gewisse Gewichtungsverfahren vergleichbare Befunde wie in repräsentativen Befragungen mit anderem Erhebungsmodus zutage fördern konnten.
  • [3] Zur Erinnerung: Als Personen mit hohem Depressionsgrad wurden alle Befragten ab einem BDI-VT -Score von 57 oder höher (= Cut-off-Wert) aufgefasst. Teilnehmer, die Punktscores von 17 bis 24 erreichten, wurden als Personen mit niedrigem Depressionsgrad klassifiziert. Zu Personen mittleren Depressionsgrades wurden alle Befragten gezählt, deren Scores von 25 bis 56 reichten.
 
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