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8.2.2 Medienrezeption im Kontext von Depression (F1.2)

Die zweite Forschungsfrage aus dem ersten Themenkomplex fragt nach der Relevanz suizidrelevanter Prädispositionen auf die individuelle Medienrezeption. Medienrezeption wird dabei weiter ausdifferenziert in die Intensität parasozialer Beziehungen, Mood Management und die Erinnerung an bestimmte Medieninhalte. Bei den Analysen werden die Randbedingungen des medienbezogenen Diathese-StressModells weiterhin kontrolliert.

Parasoziale Beziehungen

Parasoziale Beziehungen mit Medienfiguren wurden im Rahmen der repräsentativen Telefonbefragung anhand von vier Items erfasst, die auf den Formulierungen von Thallmair und Rössler (2001) beruhen. Die Fragen wurden nur denjenigen Befragten gestellt, die zuvor angegeben haben, eine/n Lieblingsperson/-charakter in den Medien zu haben (n = 708). Untersucht wurde der Einfluss des Depressionsgrades auf die parasozialen Beziehungen mithilfe eines robusten Regressionsmodells mit Maximum-Likelihood-Schätzung, das einen insgesamt guten Modell-Fit aufweist (x2 = 39.73, df = 16, p < .001; RMSEA = .027; CFI = .98; TLI = .97; SRMR = .027).

Das Modell zeigt einen schwachen Einfluss von Depression auf die verschiedenen Dimensionen von parasozialen Beziehungen mit Medienfiguren. Der Depressionsgrad hatte einen schwach positiven Einfluss auf die Gedanken daran, was die Lieblingsfigur getan oder gesagt hat (f3 = .24, p <. 01), ebenso wie auf die Wahrnehmung von Ähnlichkeit zwischen der eigenen Person und der Lieblingsfigur aus den Medien (f3 = .10, p =. 023) und auf das Gefühl, die Person gut zu kennen (f3 = .09, p =. 022). Die Befunde sind in Tabelle 20 zusammengefasst.

Tabelle 20. Einfluss von Depression auf parasoziale Beziehungen

Depression nach BDI-VT

M

SD

f3

95%-CI

R2

Auch im Alltag denke ich an Dinge,

die meine Lieblingsperson getan

2.7

2.0

.14**

(.061, .224)

.01

oder gesagt hat.

Meine Lieblingsperson und ich sind

uns ähnlich. 2.6

1.8

.10*

(.014, .194)

.16

Ich habe das Gefühl, als würde ich

meine Lieblingsperson gut kennen. 3.2

1.8

.09*

(.013, .169)

.10

Meine Lieblingsperson hat diesel-

ben Werte wie ich. 3.1

2.0

.06

(–.020, .133)

.30

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. n = 708; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren.

x2 (16) = 39.73, p < .001; RMSEA = .027; CFI = .98; TLI = .97; SRMR = .027

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. CI = Konfidenzintervall. Qualität der parasozialen Beziehung anhand von vier Items nach Thallmair und Rössler (2001), siebenstufig erhoben von 1 „stimme überhaupt nicht zu“ bis 7 „stimme voll und ganz zu“. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck. Kovariaten entsprechend dem medienbezogenen Diathese-Stress-Modell: Geschlecht, Alter, allgemeiner Gesundheitszustand (WHO-5), Einsamkeit (UCLA-Skala zur Erfassung der Einsamkeit), Selbstwert („selfesteem“).

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

Gerade vor dem Hintergrund von Identifikationsprozessen und der wahrgenommenen Ähnlichkeit zwischen Rezipienten und einem Suizidmodell aus fiktionalen bzw. nicht-fiktionalen Medienangeboten erscheinen die Befunde als ein wichtiger Hinweis darauf, dass die Fokussierung auf Depression im Zusammenhang mit dem Werther-Effekt lohnenswert ist. Immerhin können Depressionen solche Identifikationsprozesse mit Medienfiguren verstärken, die einen wichtigen Faktor für Nachahmungssuizide darstellen (vgl. Kapitel 1.1.3).

Mood Management

Der zweite Aspekt der Medienrezeption, der im Rahmen der vorliegenden Untersuchung betrachtet wird, ist das Mood Management bei der Mediennutzung. Dabei geht es also um die subjektiv zugeschriebene emotionale Funktion, die die Mediennutzung für den Rezipienten übernehmen kann. Insgesamt haben wir dazu acht Items formuliert, die jeweils ein spezifisches Medium zusammen mit einer spezifischen emotionalen Funktion thematisierten. Die Formulierungen sind inspiriert durch die Studie von Dillman Carpentier et al. (2008). Untersucht wurde der Einfluss des Depressionsgrades auf medienspezifisches Mood Management mithilfe eines robusten Regressionsmodells mit Maximum-Likelihood-Schätzung, das einen insgesamt guten Modell-Fit aufweist (x2 = 260.54, df = 44, p < .001; RMSEA =

.050; CFI = .94; TLI = .90; SRMR = .041). Das Modell zeigt einen schwachen bis mittelstarken Einfluss von Depression auf medienspezifisches Mood Management. Am deutlichsten ist der Effekt für Medien, deren Nutzung mit einem geringen Aufwand verbunden ist (vgl. Kapitel 8.2.1). Dies sind Medieninhalte (v.a. Sendungen oder Filme) mit hoher semantischer Affinität („Ich entscheide mich für einen traurigen Film, weil der am besten zu meiner Stimmung passt“: f3 = .26, p < .001;

„Ich höre traurige Musik, die zu meiner Stimmung passt“: f3 = .26, p < .001) und hohem Absorptionspotenzial („Ich schaue mir Sendungen an, die mich von meiner Traurigkeit ablenken“: f3 = .15, p < .001; „Ich surfe im Internet, um auf andere Gedanken zu kommen“: f3 = .09, p < .001). Die hedonistische Valenz des Stimulus ist hingegen bei Depressionen von nachrangiger Bedeutung ist („Ich sehe mir einen lustigen Film an, um mich aufzuheitern“: f3 = .04, p = .092; „Ich höre fröhliche Musik, um meine Stimmung zu verbessern“: f3 = –.01, p = .826). Dies sind erkennbare Abweichungen vom klassischen Mood-Management-Ansatz, die im Zusammenhang mit Depression beobachtet werden konnten.

Tabelle 21. Einfluss von Depression auf medienspezifisches Mood Management

Anmerkung. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013. n = 1961–1991; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren. x2 (44) = 260.54, p < .001; RMSEA = .050; CFI = .94; TLI = .90; SRMR = .041

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. CI = Konfidenzintervall. Medienspezifisches Mood Management anhand von acht Items angeregt durch die Studie von Dillman Carpentier et al. (2008), siebenstufig erhoben von 1 „stimme überhaupt nicht zu“ bis 7 „stimme voll und ganz zu“. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck.

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

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

Erinnerung an suizidbezogene Medieninhalte

Das dritte Element, das die Medienrezeption im Rahmen der Untersuchung abbildet, ist die Erinnerung an suizidbezogene Medieninhalte. Zunächst geht es darum, in welchem Umfang sich die deutsche Bevölkerung überhaupt an einen medial dargestellten Suizidfall erinnert, ohne dass zu dem Zeitpunkt prominent über einen Suizidfall berichtet wurde. Dazu wurde die Erinnerung nicht danach differenziert, ob diese auf einer fiktionalen oder non-fiktionalen Mediendarstellung beruht. In der Darstellung wird zudem nach Geschlecht und Alter (fünfstufig) differenziert. Die Häufigkeitsauszählung zeigt, dass sich über die Hälfte der Deutschen (51.5%) an mindestens einen Suizidfall aus den Medien erinnern kann. Genauer differenziert nach dem Alter, haben Männer im Alter von 30 bis 39 Jahren am häufigsten angegeben, sich an einen Suizid in den Medien erinnern zu können (57.3%). Bei den Frauen war die Erinnerung im Alter von 50 bis 59 Jahren am größten (60.4%). Am wenigsten konnten sich Männer und Frauen in der Altersgruppe ab 60 Jahren (Frauen: 40.9%; Männer: 44.5%) an einen medialen Suizidfall erinnern. Die Befunde sind in Tabelle 22 zusammengetragen.

Tabelle 22. Erinnerung an reale oder fiktionale Suizidfälle in den Medien

Männer

Frauen

Gesamt

18–29 Jahre

55.4%

55.0%

55.2%

30–39 Jahre

57.3%

57.1%

57.2%

40–49 Jahre

51.2%

58.2%

54.5%

50–59 Jahre

49.7%

60.4%

55.0%

60 Jahre und älter

44.5%

40.9%

42.5%

Anmerkung. n = 2002. Daten repräsentativ für Personen ab 18 Jahren in der Bundesrepublik Deutschland; Stand: August 2013.

Greift man die beiden Gruppen mit der höchsten Erinnerung (Männer zwischen 30 und 39 Jahren; Frauen zwischen 50 und 59 Jahren) heraus und fragt nach deren Themeninteressen, zeigt sich, dass unter den Männern mit der höchsten Suiziderinnerung das (absolute) Themeninteresse für Sport (M = 4.85, SD = 1.91), Musik (M

= 4.71, SD = 1.60), Wirtschaft (M = 4.59, SD = 1.54), Medizin und Gesundheit (M

= 4.46, SD = 1.56) und Politik (M = 4.46, SD = 1.72) am höchsten ist, während das niedrigste (absolute) Themeninteresse für Prominente und Stars (M = 2.36, SD = 1.69) sowie für Mode und Lifestyle (M = 2.72, SD = 1.69) angegeben wurde. Bei den Frauen zwischen 50 und 59 Jahren waren es die Themen Medizin und Gesundheit (M = 5.53, SD = 1.60), Musik (M = 4.86, SD = 1.59) und Katastrophen (M = 4.51, SD = 1.81), denen (absolut) das höchste Interesse entgegengebracht wurde. Am wenigsten interessierten sich die befragten Frauen in dieser Altersgruppe (absolut) für die Themen Erotik (M = 2.23, SD = 1.59) sowie für Prominente und Stars (M = 2.64, SD = 1.58). Die Analyse der Themeninteressen derjenigen, die sich am besten an eine mediale Suiziddarstellung erinnern konnten, zeigt, dass Suizide in verschiedenen Gesellschaftsbzw. Themenbereichen für Männer und Frauen relevant sein dürften. Offen ist an dieser Stelle die Frage, inwiefern Suizide etwa aus dem Bereich Sport für Männer und aus dem Bereich Musik für Frauen subjektiv bedeutsamer sind. Dass Suizidberichte aus verschiedenen Themenbereichen eine unterschiedliche Wirkung entfalten können, wurde bereits dargelegt (vgl. Ueda et al., 2014; Tabelle 1).

Um bei tiefergehenden Analysen mit den beiden dichotomen abhängigen Variablen (Erinnerung an non-fiktionalen bzw. fiktionalen Suizidfall in den Medien) im Rahmen einer robusten Maximum-Likelihood-Schätzung auch bei fehlenden Werten brauchbare Ergebnisse zum Vorschein zu bringen, wurde eine nummerische Integration nach dem Monte-Carlo-Verfahren angewendet (Muthén & Muthén, 2012, S. 39). Die Analyse ergibt keinen nennenswerten Effekt von Depression auf die Erinnerung an einen konkreten Selbstmordfall aus den Medien, allerdings erhöht eine Depression die Wahrscheinlichkeit, sich an eine fiktive Suiziddarstellung aus den Medien zu erinnern, signifikant (f3 = –.07, p = .013). Dieser Befund passt gleichzeitig zu dem aus Tabelle 18, wonach auch die Präferenz für non-fiktionale Medieninhalte bei einer Depression geringer ist und geht über andere Arbeiten hinaus, die vor allem die Erinnerung an non-fiktionale Suiziddarstellungen betrachtet haben (vgl. Fu et al., 2009).

Tabelle 23. Einfluss von Depression auf die Erinnerung an Suizidfälle in den 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 mit nummerischer Monte-Carlo-Integration.

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

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten. 95%-CI = 95% Konfidenzintervall des Effekts. Erinnerung an Suizidfall dichotom erfasst. BDI-VT: Telefonversion des vereinfachten Depressionsinventars nach Beck.

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

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

Damit lässt sich zusammenfassend Forschungsfrage F1.2 folgendermaßen beantworten:

• Die Medienrezeption wird grundsätzlich durch den Schweregrad einer Depression beeinflusst.

• Die Befunde zu parasozialen Beziehungen mit Medienfiguren zeigen, dass eine Depression grundsätzlich Identifikationsprozesse mit Medienfiguren befördert. Das bezieht sich vor allem auf die wahrgenommene Vertrautheit gegenüber der Medienfigur, die mit der Depression wächst. Gleichzeitig zeigen die Analysen, dass bei stärkerer Depression auch die Gedanken an die Medienfiguren zunehmen. Der Befund ließe sich etwa mit dem ruminativen Denken im Kontext von Depressionen erklären, das prinzipiell auch Medienfiguren einschließen könnte. Nach Böhm (09.02.2012, S. 268) ist das Absorptionspotenzial der Medien bei Depressiven stärker. Parasoziale Beziehungen können eine intensivere Nutzung entsprechender Medieninhalte befördern und so die „Rückkehr in die Realität“ erschweren.

• Die Befunde zu parasozialen Beziehungen mit Medienfiguren knüpfen inhaltlich an die überwiegend sozialen Motive zur Mediennutzung und die Präferenzen für zwischenmenschliche Themen in den Medien an, die bei schwererer Depression häufiger beobachtet werden (vgl. Kapitel 8.2.1).

• Die Befunde zum Mood Management zeigen zweierlei: Erstens ist der Einfluss einer Depression am deutlichsten auf seltene Formen von Mood Management. Zweitens sprechen die beobachteten Effekte einer Depression auf das Mood Management für einen anspruchsvollen Umgang mit Medien, je stärker die Depression ausgeprägt ist. Hedonistische Motive oder Ablenkung durch Medien verlieren dann relativ an Bedeutung. Die Befunde stehen somit teilweise im Gegensatz zu anderen Arbeiten (Hwang, Cheong & Feeley, 2009; Linek, 2003; Perloff et al., 1983; Potts & Sanchez, 1994), bei denen eine eskapistische bzw. hedonistische Nutzung des Internets im Zuge von Depressionen häufiger beobachtet wurde.

• Die bundesdeutsche Bevölkerung erinnert sich zum Großteil an einen Suizidfall aus den Medien. Depressionen können die Erinnerung an suizidbezogene Medieninhalte begünstigen – insbesondere gilt dies für fiktionale Mediendarstellungen.

• Zusammengenommen sind die Einflüsse von Depressionen auf die Medienrezeption vielfältig. Die Effekte liegen dabei auf unterschiedlichen Ebenen und tangieren sowohl eher habitualisierte Rezeptionsbesonderheiten (parasoziale Beziehungen zu Medienfiguren), aber auch den aktiven, emotionsregulierenden Umgang mit bestimmten Medieninhalten, bis hin zur ungestützten Erinnerung an mediale Suizidfälle.

• Die Berücksichtigung der Krankheit Depression präzisiert die Erklärung von Nachahmungssuiziden. So spekulieren etwa Fu, Chan und Yip (2009, S. 44) darüber, inwiefern nicht die tatsächliche Nutzung bzw. Konfrontation mit Suizidberichten, sondern die Aufmerksamkeit gegenüber bzw. Erinnerung von suizidbezogenen Inhalten für Nachahmungssuizide verantwortlich ist. Unter Berücksichtigung von Depression als wichtigem Prädiktor von Suizidalität, lässt sich die Hypothese dahingehend präzisieren, als eine mit Suizidalität einhergehende Depression etwa die Erinnerung an fiktionale Suiziddarstellungen fördern kann. Depression kann nicht nur im Rahmen solcher Studien (vgl. Fu et al., 2009) für zusätzliche Varianzaufklärung sorgen, sondern auch zu einem besseren Verständnis der Risikofaktoren für Nachahmungssuizide beitragen.

 
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