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8.2 Themenkomplex 1: Medienbezogenes Diathese-Stress-Modell

Nachdem einige grundlegende Einflüsse auf Depressionen und Suizidalität in Deutschland untersucht wurden, soll nun der erste Themenkomplex bearbeitet werden, dem insgesamt drei Forschungsfragen zugeordnet sind. Der erste Themenkomplex fokussiert auf das medienbezogene Diathese-Stress-Modell und unterscheidet zwischen Zusammenhängen von Depression und Mediennutzung, Medienrezeption und Medienwahrnehmung. Der entsprechende Bereich findet sich unten im Modell hervorgehoben. Der folgende Abschnitt widmet sich diesem markierten Bereich.

Abbildung 24. Verortung der deskriptiven Befunde im Gesamtmodell

Anmerkung. Eigene Darstellung nach Fishbein und Cappella (2006, S. S2) bzw. Rossmann (2011, S. 87)

Die dazugehörigen Forschungsfragen lauten:

F1.1 Welchen Einfluss haben suizidrelevante Prädispositionen auf die individuelle Mediennutzung, also z.B. auf die Art der genutzten Medien, die Dauer der Nutzung sowie spezifische Genrepräferenzen und Motive zu deren Nutzung?

F1.2 Welchen Einfluss haben suizidrelevante Prädispositionen auf die individuelle Medienrezeption, also z.B. auf die Intensität parasozialer Beziehungen, von Mood Management oder die Erinnerung an bestimmte Medieninhalte?

F1.3 Welchen Einfluss haben suizidrelevante Prädispositionen auf die individuelle Medienwahrnehmung, also z.B. auf die Intensität von Third-Person-Wahrnehmungen?

Die Forschungsfragen fokussieren also auf den Stellenwert von Depressionen für die Zuwendung zu Medien. Die sozialen, psychosozialen und biologischen Einflussvariablen, die bereits besprochen wurden, sollen dabei kontrolliert werden. Entsprechend der formulierten Forschungsfragen zu den drei Bereichen der Medienzuwendung wurden stellvertretend einige Aspekte herausgegriffen, für die der Einfluss eines unterschiedlichen Schweregrades einer Depression abgebildet werden soll. Dieser Schweregrad richtet sich nach der medizinischen Unterscheidung (vgl. Abbildung 6) und ist unterteilt in eine leichte, mittlere und schwere Form eines depressiven Syndroms. Die schwere Form wird als zutreffend definiert für diejenigen Personen, die oberhalb des errechneten Cut-off-Wertes der BDI-VT-Skala liegen.

8.2.1 Mediennutzung im Kontext von Depression (F1.1)

Mediennutzungsdauer

Die erste Forschungsfrage zu dem Themenkomplex (F1.1) fragt nach den Einflüssen von suizidrelevanten Prädispositionen auf die individuelle Mediennutzung. Mediennutzung wird dabei weiter differenziert nach der Dauer der Nutzung verschiedener Medien, der Präferenz für bestimmte Genres und der Motive, die hinter der Mediennutzung stehen. Die Analysen unterscheiden jeweils nach dem Depressionsgrad als suizidrelevanter Disposition, und zwar für Personen mit einer leichten, mittleren oder schweren Depression. Im Rahmen der Analysen wurden auch Kontrastierungen zwischen leichten und schweren Depressionen vorgenommen. Einige wertvolle Hinweise dazu lieferten bereits Primack, Swanier, Georgiopoulos, Land und Fine (2009), die feststellten, dass (unter Kontrolle von Drittvariablen) insbesondere eine erhöhte Nutzung des Fernsehens mit Depressionen verbunden ist. Jede zusätzliche Stunde täglicher Fernsehnutzung zum ersten Befragungszeitpunkt führte in deren Studie sieben Jahre später zu einer um den Faktor 1.08 (95% CI [1.01, 1.16]) erhöhten Wahrscheinlichkeit für Depressionen (Primack et al., 2009). Ferner deuten die Befunde darauf hin, dass die Mediennutzungsdauer insgesamt bei Depression erhöht ist (OR 1.05 (95% CI [1.0004, 1.10])). Gleichzeitig belegt das Sample aus Jugendlichen (Survey of Adolescent Health) keine Effekte für die Nutzung von Videos, Computerspielen und Radio. Die Nutzung neuerer Medienformen, wie beispielsweise Videoplattformen, spielte in der Untersuchung noch überhaupt keine Rolle.

In einem ersten Schritt fokussiert die vorliegende Untersuchung die Stärke des Effekts eines unterschiedlichen Depressionsgrades auf die Mediennutzungsdauer. Es zeigt sich für die Mediennutzung (auch nicht tagesaktueller Medien wie Musik oder PC-Spiele), insbesondere für das Fernsehen (r = .15, p < .001) und die Musiknutzung (r = .09, p < .001), aber auch für die Nutzung von Magazinen und Zeitschriften (r = .06, p = .02) eine erhöhte absolute Nutzungsdauer in Minuten bei schwererer Depression. Dies stützt die These der verstärkten Nutzung von Medien, die mit geringerem Aufwand verbunden sind (vgl. Kapitel 4.2). Dabei wurden auch die Einflüsse von Depression auf die Nutzung spezieller Internetanwendungen, wie Videoplattformen oder Internetforen mit Gesundheitsbezug, in der repräsentativen Stichprobe untersucht. Auch hierfür (man beachte die unterschiedliche Skalierung) zeigen sich teilweise deutliche Effekte des Depressionsgrades auf den Nutzungsumfang. So geht etwa (Stand: August 2013) ein schweres depressives Syndrom mit einer höheren Nutzung von Foren mit gesundheitlichem Themenschwerpunkt bzw. Selbsthilfeforen (r = .11, p < .001), der Nutzung sozialer Netzwerke (r = .11, p < .001) und Videoplattformen (r = .10, p < .001) einher. Die Befunde sind in Tabelle 15 zusammengefasst. Die verstärkte Nutzung von Internetforen mit gesundheitlichem Schwerpunkt lässt sich u.a. mit einer hohen semantischen Affinität der dortigen Inhalte erklären (vgl. Kapitel 4.1.1).

Tabelle 15. Auswirkungen des Schweregrades einer Depression auf die Mediennutzungsdauer

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. n = 1946–1960; einfaktorielle Varianzanalyse; Berechnung der Effektstärke r nach Field (Field, 2013, S. 474); Kontrastierung: leichtes vs. schweres depressives Syndrom nach BDI-VT. Abfrage der durchschnittlichen Mediennutzungsdauer in Minuten bezogen auf einen normalen Wochentag. Spezielle Internetanwendungen wurden anhand einer Skala von 1 „(fast) nie“ bis 5 „(fast) täglich“ erhoben.

Potts und Sanchez (1994) verweisen in ihren Befunden auf die Geschlechterunterschiede hinsichtlich der Nutzung verschiedener Medien. Daher soll hier eine geschlechterspezifische Betrachtung der Zusammenhänge zwischen Mediennutzungsdauer und Depressionsgrad für die verschiedenen Medien vorgenommen werden. [1] Es zeigt sich ein im Vergleich zur Studie von Potts und Sanchez (1994) identisches Bild der Fernsehnutzung, das allerdings durch geschlechterspezifische Nutzungsmuster anderer Medien erweitert werden muss: Bei Männern ist eine intensivere Nutzung des Fernsehens mit stärkerer Depression assoziiert (r = .11, p = .001) ebenso wie eine intensivere Nutzung von Zeitschriften (r = .07, p = .034), Musik (r = .10, p = .003) und PC-Spielen (r = .09, p = .005). Bei Frauen sind Depressionen mit einer deutlich intensiveren Nutzung von Fernsehen (r = .12, p < .001) und Musik (r = .07, p = .026) verbunden.

Eine stärkere Depression ist bei Männern mit einer deutlich geringeren Nutzung von Tageszeitungen assoziiert (r = –.13, p < .001). Bei Frauen nimmt dagegen die Nutzung keines bestimmten Mediums deutlich ab. [2] Die nachstehende Abbildung 25 zeigt die Korrelationskoeffizienten für die Zusammenhänge zwischen Depression (nach BDI-VT) und der Nutzungsdauer verschiedener Medien (Skalierung fünfstufig, bei PC-Spielen dichotom), getrennt nach dem Geschlecht.

Abbildung 25. Geschlechterspezifische Zusammenhänge zwischen Mediennutzungsdauer und Depression

Anmerkungen. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. Frauen: n = 1004–1027; Männer: n = 957-975; SEM = Standard Error of the Mean

SD

(SEM = ); Korrelationskoeffizient nach Pearson. Mediennutzungsdauer fünfstufig, Nutzung von PC-

.JN

Spielen dichotom; BDI-VT als metrische Variable (nicht gruppiert).

Zusammenhänge im grauen Bereich sind statistisch nicht signifikant von null verschieden.

Für die multivariaten Auswertungen wurden zunächst die entsprechenden Verteilungen der Variablen betrachtet. Eine Übersicht mit den zentralen deskriptiven Maßen ist auf Anfrage beim Autor erhältlich. Man erkennt dabei, dass die Antworten aus der repräsentativen Telefonbefragung nicht normalverteilt sind. [3] Daher wurde ein robustes Maximum-Likelihood-Schätzverfahren (Urban & Mayerl, 2014, S. 68) angewendet. [4] Im Rahmen einer multiplen linearen Regression (MLR) wurde der Einfluss einer Depression auf die Mediennutzung entsprechend F1.1 untersucht. Der Einfluss des Alters sowie der biologische Faktor „allgemeiner Gesundheitszustand“ und die psychosozialen Faktoren Einsamkeit und Selbstwert wurden als Kovariaten berücksichtigt. Das Modell weist einen insgesamt akzeptablen Modell-Fit auf (x2 = 196.51, df = 45, p < .001; RMSEA = .041; CFI = .94; TLI = .90; SRMR = .031; vgl. für entsprechende Grenzwerte Weiber & Mühlhaus, 2014, S. 222). [5] Insgesamt bestätigt sich zuerst die Notwendigkeit zur differenzierten Betrachtung der Zusammenhänge von Depression und Mediennutzung. Entsprechend dem proklamierten medienbezogenen Diathese-Stress-Modell zeigen sich in Abhängigkeit der beobachteten Kontextfaktoren überwiegend heterogene Muster zwischen dem Depressionsgrad und der Nutzung der verschiedenen Medien. So ist ein höherer Depressionsgrad mit einer intensiveren Nutzung des Fernsehens (f3 = .11, p < .001), von PC-Spielen (f3 = .06, p = .007) und Musik (f3 = .05, p = .042) assoziiert (vgl. Tabelle 16). Ebenso deutlich geht eine geringere Nutzung von Tageszeitungen mit einer Depression einher (f3 = –.06, p = .008).

Tabelle 16. Einfluss von Depression auf die Nutzungsdauer verschiedener Medien

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013.

n = 2002; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren.

x2 (45) = 196.51, p < .001; RMSEA = .041; CFI = .94; TLI = .90; SRMR = .031

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. CI = Konfidenzintervall. Angaben zur Mediennutzungsdauer (fünfstufig), PC-Spiele dichotom erfasst. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck.

Kovariaten entsprechend dem medienbezogenen Diathese-Stress-Modell: Alter, allgemeiner Gesundheitszustand (WHO-5), Einsamkeit (UCLA-Skala zur Erfassung der Einsamkeit), Selbstwert („self-esteem“).

Höhere Werte entsprechen jeweils einer höheren Ausprägung in Richtung des erfassten Konstrukts.

Dabei erklärt das Modell 1–20% der auftretenden Varianz der einzelnen Mediennutzungsvariablen. Über die Zusammenhänge zwischen Depression und Mediennutzung hinaus repliziert es die deutlichen Zusammenhänge zwischen verschiedenen prädisponierenden Variablen und Depressionen (nicht in Tabelle 16): So hängt etwa eine stärkere Depression negativ mit dem allgemeinen Gesundheitszustand (f3 = –.18, p < .001) und einem niedrigeren Selbstwert (f3 = –.37, p < .001) zusammen. Sie steht andererseits auch in Verbindung mit höherer Einsamkeit (f3 = .25, p < .001). Für die Nutzung spezieller Internetanwendungen wurden die Rechnungen wiederholt. Die Ergebnisse sind in Tabelle 17 abgebildet.

Tabelle 17. Einfluss von Depression auf die Nutzungsdauer spezieller Internetanwendungen

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. n = 2002; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren.

x2 (28) = 157.54, p < .001; RMSEA = .048; CFI = .94; TLI = .90; SRMR = .040

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. CI = Konfidenzintervall. Angaben zur Mediennutzungsdauer fünfstufig erhoben von 1 „(fast) nie“ bis 5 „(fast) täglich“. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck.

Kovariaten entsprechend dem medienbezogenen Diathese-Stress-Modell: Alter, allgemeiner Gesundheitszustand (WHO-5), Einsamkeit (UCLA-Skala zur Erfassung der Einsamkeit), Selbstwert („self-esteem“).

Höhere Werte entsprechen jeweils einer höheren Ausprägung in Richtung des erfassten Konstrukts.

Es zeigt sich, dass vor allem Foren mit gesundheitlichem Schwerpunkt bzw. sogenannte Selbsthilfeforen bei Depressionen häufiger genutzt werden (f3 = .11, p < .001), ebenso wie auch Videoplattformen (f3 = .05, p = .026). Eine schwerere Depression geht dagegen mit einer geringeren Nutzung von E-Mail oder Chat einher (f3 = –.08, p = .008). Die Befunde zu den übrigen Internetanwendungen sind statistisch nicht mehr eindeutig. Dabei erklärt das Modell 1–27% der auftretenden Varianz bei der Nutzungsdauer spezieller Internetanwendungen im Kontext einer Depression. Hinsichtlich der Mediennutzungsdauer bestätigen sich jedenfalls für einige Medien die zuvor in dem Modell postulierten Zusammenhänge (gestrichelte Linie in Abbildung 24).

Präferenz für bestimmte Genres

Hinsichtlich der präferierten Genres bei der Mediennutzung zeigt sich eine klare Präferenz für leichte, unterhaltende Formate (Liebesfilme/Melodramen: f3 = .16, p < .001; Doku-Soaps: f3 = .13, p < .001; Erotik: f3 = .13, p < .001; Klatschsendungen: f3 = .11, p < .001; Horror-/Gruselfilme: f3 = .11, p < .001; Casting-Shows: f3 = .08, p = .004; Daily Soaps: f3 = .06, p = .014; Abenteuer/Action: f3 = .05, p = .036; Quiz/Game/Unterhaltungsshows: f3 = .08, p = .001). Die Gesamtübersicht ist in Tabelle 18 abgebildet. Die Präferenz für Nachrichten nimmt demgegenüber im Zusammenhang mit einer Depression ebenso deutlich ab (f3 = –.07, p = .003) wie für politische Talkshows (f3 = –.02, p = .379) oder Dokumentationen (f3 = –.02, p = .337). In einem nächsten Schritt soll untersucht werden, welche Motive hinter der Nutzung dieser Genres stehen.

Tabelle 18. Einfluss von Depression auf die Nutzung verschiedener Genres

Depression nach BDI-VT

M

SD

f3

95%-CI

R2

Liebesfilme/Melodramen

3.0

1.8

.16***

(.108, .205)

.05

Doku-Soaps

2.0

1.6

.13***

(.077, .180)

.03

Erotik

1.9

1.4

.13***

(.084, .176)

.03

Klatschsendungen

2.0

1.5

.11***

(.060, .167)

.02

Horror-/Gruselfilme

2.3

1.9

.10***

(.054, .144)

.17

Casting-Shows

1.9

1.6

.08**

(.024, .126)

.04

Quiz/Game/Unterhaltungs-

shows 3.1

1.8

.08**

(.033, .131)

.01

Nachrichten 5.7

1.5

–.07**

(–.115, –.024)

.07

Daily Soaps 1.8

1.6

.06*

(.013, .112)

.02

Abenteuer/Action 3.8

2.0

.05*

(.003, .090)

.13

Ratgeber/Wissen/Verbraucher 4.5

1.7

.04

(–.003, .091)

.01

Promi. Talkshows 2.6

1.7

.04

(–.008,.086)

.03

Science-Fiction 2.8

2.1

.03

(–.013, .072)

.10

Polit. Talkshows 3.5

1.9

–.02

(–.067, .026)

.05

Dokumentationen 4.9

1.8

–.02

(–.068, .023)

.01

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. n = 2002; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren.

x2 = 506.95, df = 105, p < .001; RMSEA = .044; CFI = .94; TLI = .90; SRMR = .049

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. CI = Konfidenzintervall. Angaben zur Präferenz verschiedener Genres siebenstufig erhoben von 1 „sehe ich gar nicht gerne“ bis 7 „sehe ich sehr gerne“. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck.

Kovariaten entsprechend dem medienbezogenen Diathese-Stress-Modell: Alter, allgemeiner Gesundheitszustand (WHO-5), Einsamkeit (UCLA-Skala zur Erfassung der Einsamkeit), Selbstwert („self-esteem“).

Höhere Werte entsprechen jeweils einer höheren Ausprägung in Richtung des erfassten Konstrukts.

Motive der Mediennutzung

Durch eine Depression gewinnen zahlreiche Motive zur Mediennutzung an Bedeutung: So steigt etwa die Relevanz eskapistischer Motive signifikant an (Alltag vergessen: f3 = .29, p < .001; Entspannung: f3 = .11, p < .001; um nicht alleine zu sein: f3 = .24, p <. 001; Spaß und Unterhaltung: f3 = .06, p = .013; vgl. Canary & Spitzberg, 1993, S. 805) und dies ist auch überwiegend der Fall für Motive, die Canary und Spitzberg (1993, S. 805) dem Bereich „surveillance“ zuordnen (Vergleiche mit anderen: f3 = .17, p < .001; Einblicke in Leben anderer: f3 = .17, p < .001), nur nicht für die reine Information (f3 = –.04, p = 158). Insofern geht mit einer Depression offenbar ein weitaus breiteres Spektrum an Mediennutzungsmotiven einher. Deutlich wird an dieser Stelle sicherlich auch die Kompensationsfunktion der Medien, die diese im Zusammenhang mit einem depressiven Syndrom in vieler Hinsicht erfüllen können. Tabelle 19 fasst die Befunde zu Depression und Mediennutzungsmotiven zusammen.

Tabelle 19. Einfluss von Depression auf Mediennutzungsmotive

Depression nach BDI-VT

M

SD

f3

95%-CI

R2

Alltag vergessen

2.9

1.8

.29***

(.249, .340)

.10

um nicht alleine zu sein

2.5

1.7

.24***

(.194, .293)

.07

Vergleiche mit anderen

2.5

1.6

.17***

(.120, .222)

.03

Einblicke in Leben anderer

3.2

1.7

.17***

(.124, .217)

.04

Gewohnheit

3.8

1.9

.14***

(.090, .183)

.04

Entspannung

4.2

1.8

.11***

(.064, .155)

.03

Mitreden

4.4

1.8

.06**

(.016, .110)

.01

Spaß und Unterhaltung

4.8

1.6

.06*

(.012, .104)

.05

Information

6.0

1.3

–.04

(–.085, .014)

.00

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. n = 2002; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren.

x2 (31) = 185.00, p < .001; RMSEA = .050; CFI = .97; TLI = .91; SRMR = .033

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. CI = Konfidenzintervall. Angaben zu den Motiven zur Mediennutzung siebenstufig erhoben von 1 „trifft überhaupt nicht zu“ bis 7 „trifft voll und ganz zu“. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck.

Kovariaten entsprechend dem medienbezogenen Diathese-Stress-Modell: Alter, allgemeiner Gesundheitszustand (WHO-5), Einsamkeit (UCLA-Skala zur Erfassung der Einsamkeit), Selbstwert („self-esteem“).

Höhere Werte entsprechen jeweils einer höheren Ausprägung in Richtung des erfassten Konstrukts.

Damit lässt sich zusammenfassend Forschungsfrage F1.1 folgendermaßen beantworten:

• Suizidrelevante Prädispositionen haben grundsätzlich deutliche Einflüsse auf die individuelle Mediennutzung (hier: die genutzten Medien, die Dauer der Nutzung sowie spezifische Genrepräferenzen und Motive zu deren Nutzung).

• Am deutlichsten zeigen sich die Wirkungen einer Depression auf tagesaktuelle Medien, deren Nutzung mit geringem Aufwand verbunden ist, allen voran das Fernsehen. Hier schließt die Studie an eine Vielzahl existierender Befunde an: Depressionen führen zu einer intensiveren Nutzung des Fernsehens.

• Durch die perspektivische Erweiterung auf neuere Online-Kommunikationsformen, wie Foren mit gesundheitlichem Schwerpunkt oder Selbsthilfeforen, soziale Netzwerke oder Videoplattformen kann die Studie darüber hinaus zeigen, dass im Zuge einer Depressionserkrankung diese speziellen Internetanwendungen intensiver genutzt werden. Dieser differenzierte Blick war bisher in der Forschung verstellt.

• Für die Forschung zum Werther-Effekt sind die Befunde zu Depression und Mediennutzung deshalb von besonderer Bedeutung, weil eine Depression oftmals mit erhöhter Suizidalität einhergeht und gleichzeitig beeinflusst, wie Medien genutzt werden: So nimmt etwa die Nutzung speziell von Nachrichten bei Depression ebenso wie die Nutzung von Tageszeitungen tendenziell ab, weshalb zahlreiche Befunde zum Werther-Effekt infolge von Tageszeitungsberichten zu hinterfragen wären. Gleichzeitig spielt bei Depression das Mediennutzugsmotiv „social surveillance“ eine größere Rolle, was für eine grundsätzlich verstärkte Aufmerksamkeit gegenüber Suizidberichten sprechen würde, die etwa eine depressive Vorgeschichte betonen.

• Die Befunde zur Mediennutzung bei Depression erscheinen zudem plausibel, da sie sich mit denen zahlreicher anderer Arbeiten decken (Böhm, 2012, S. 296; Linek, 2003, S. 95).

• Das medienbezogene Diathese-Stress-Modell für Depression, einschließlich sozialer Faktoren sowie Faktoren aus dem biologischen und psychosozialen Kontext, fand insgesamt empirische Bestätigung.

  • [1] Dafür wurde die minutengenau erfasste Mediennutzungsdauer in fünf gleich große Perzentile umkodiert.
  • [2] Geschlechterspezifische Analysen werden im weiteren Verlauf der Arbeit nicht mehr systematisch vorgenommen, da dies nicht das primär formulierte Ziel der Arbeit ist.
  • [3] Die standardisierten Werte der Schiefe und Kurtosis sind etwa größer als 2 bzw. kleiner als –2.
  • [4] Alternativ könnte man im Rahmen eines multivariaten Modells auch die einzelnen Variablen dichotomisieren („Mediennutzung: Ja – Nein“; vgl. Bastiaensens et al. (2014)) oder auf nichtparametrische Testverfahren zurückgreifen (vgl. Till und Vitouch (2012, S. 391)). Bei der Überprüfung (nicht normalverteilter) indirekter Effekte bietet sich zudem der Rückgriff auf Bootstrapping an (Urban & Mayerl, 2014, S. 144). Im Unterschied zu einer Pearson-Korrelation mit SPSS ist die vorliegende Schätzung aufgrund der besseren Berücksichtigung von Residuen deutlich konservativer.
  • [5] Der hohe x2 -Wert überrascht in Anbetracht der Stichprobengröße nicht.
 
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