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8.3 . Themenkomplex 2: Einflüsse von Mediennutzung, -rezeption und -wahrnehmung auf nicht-letale Formen von Suizidalität

Der zweite Themenkomplex greift die medienbezogenen Faktoren (Mediennutzung, Medienrezeption und Medienwahrnehmung) auf und bringt diese mit einem erweiterten Verständnis von Suizidalität in Verbindung. Damit greifen wir ein Forschungsdefizit auf, das zahlreiche Untersuchungen dieses Forschungsfeldes betrifft (vgl. Kapitel 1.2.1). Zur Beantwortung der Forschungsfragen ziehen wir einige der zuvor untersuchten Subdimensionen von Mediennutzung, -rezeption bzw. -wahrnehmung heran. Es wurde bereits deutlich darauf hingewiesen, dass die Suizidologie heute unter dem Begriff der Suizidalität ein breites Spektrum suizidaler Verhaltensweisen und Gedanken (vgl. Kapitel 2.1.1) versteht. Dieses erweiterte Begriffsverständnis soll im Rahmen des vorliegenden Themenkomplexes in Bezug zu einem differenzierten Verständnis der Medienzuwendung gesetzt werden. Im Gesamtmodell zur Wirkung von Suiziddarstellungen in den Medien lässt sich der Themenkomplex 2 also wie in Abbildung 29 verorten. [1]

Abbildung 29. Themenkomplex 2: Einflüsse von Mediennutzung, -rezeption und wahrnehmung auf nicht-letale Formen von Suizidalität

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

Die drei Forschungsfragen, die zu Themenkomplex 2 formuliert wurden, lauten:

F2.1 Welchen Einfluss hat die individuelle Mediennutzung auf (nicht-letale) Formen suizidaler Verhaltensweisen (Suizidgedanken, Suizidpläne, Suizidversuche)?

F2.2 Welchen Einfluss hat die individuelle Medienrezeption auf (nicht-letale) Formen suizidaler Verhaltensweisen (Suizidgedanken, Suizidpläne, Suizidversuche)?

F2.3 Welchen Einfluss hat die individuelle Medienwahrnehmung auf (nicht-letale) Formen suizidaler Verhaltensweisen (Suizidgedanken, Suizidpläne, Suizidversuche)?

Stellvertretend für die Mediennutzung wird die Nutzungsdauer verschiedener Medien untersucht. Die Medienrezeption wurde operationalisiert als die Erinnerung an einen (fiktiven oder realen) Suizidfall in den Medien. Um die Medienwahrnehmung abzubilden, wurde basierend auf den Befunden in Tabelle 24 auf FirstPerson-Wahrnehmungen fokussiert. Für die Beantwortung der Forschungsfragen werden dann zwei Perspektiven eingenommen: Die erste Perspektive richtet sich auf die grundsätzlichen Zusammenhängen zwischen den Untersuchungsgrößen innerhalb einer belastbaren Stichprobe der deutschen Allgemeinbevölkerung, aus der zweiten Perspektive wird die mittelfristige Stabilität dieser Befunde über den Zeitraum von etwa einem Monat innerhalb der zweiwelligen Online-Panelbefragung betrachtet. Das zentrale Konstrukt zur Beantwortung der Forschungsfragen in Themenkomplex 2 wurde mithilfe der Skala zur Erfassung von Suizidalität nach Pöldinger gemessen (Haenel & Pöldinger, 1986; Pöldinger, 1968). Die Skala besteht aus insgesamt 16 Ja-Nein-Fragen, die sowohl wesentliche Risikofaktoren für bzw. protektive Faktoren von Suizidalität abdecken (Suizidgedanken, Suizidpläne, Suizidversuche, Hoffnungslosigkeit, kognitive Verengung/Problemzentrierung, soziale Kontakte/Integration, Religiosität, Interessenverlust). Als Cut-off wurde nach Dieris-Hirche, Gieler, Kupfer und Milch (2009, S. 642) bzw. Hodapp, Sicker, Wick und Winkelsträter (1997, S. 57) ein Punktescore von einschließlich 8 definiert. Personen, die also bei mehr als der Hälfte der Fragen zu den Risikofaktoren mit „Ja“ bzw. bei Fragen zu protektiven Faktoren mit „Nein“ geantwortet haben, wurden als Personen mit erhöhter Suizidalität eingestuft[2]

Analysen im Querschnitt

Zur Beantwortung der drei Forschungsfragen in Themenkomplex 2 wurden die gemeinsamen Auswirkungen aller Modellkomponenten innerhalb eines Gesamtmodells mithilfe von Mplus berechnet. Als Kovariaten in dem Modell wurden dieselben bereits bisher im Rahmen des medienbezogenen Diathese-Stress-Modells untersuchten Variablen verwendet. [3] Das Gesamtmodell ist in Abbildung 30 zu sehen, die abgebildeten Koeffizienten sind standardisiert. Da die erhobenen Variablen nicht multinormalverteilt und zudem einzelne Variablen teilweise extrem schief verteilt sind, wurde auf ein Maximum-Likelihood-Schätzverfahren mit robusten Standardfehlern zurückgegriffen. Das Gesamtmodell zeigt einen annehmbaren Modell-Fit (x2 = 383.41, df = 78, p <.001, RMSEA = .044, CFI = .90, TLI = .84, SRMR = .035). Aus Gründen der Übersichtlichkeit wurden nur signifikante Pfade in der Abbildung angegeben. Drei Bereiche von Themenkomplex 2, zu denen die drei Forschungsfragen formuliert wurden, finden sich getrennt voneinander dargestellt (F2.1 F2.3).

Der Bereich Mediennutzung (F2.1) weist drei verschiedene Zusammenhänge zwischen dem Depressionsgrad und der individuellen Suizidalität auf. Bestimmte Medien werden bei einer schwereren Depression zwar häufiger genutzt, allerdings steht deren Nutzung wiederum in keinem Zusammenhang zur Suizidalität. Dies trifft etwa auf PC-Spiele (f3 = .07, p = .001) und Musik (f3 = .05, p = .025) zu. Andere Medien werden im Falle einer Depression nicht signifikant häufiger genutzt, können aber zu einer individuell höheren Suizidalität beitragen. Dazu zählen etwa das Internet (f3 = .07, p = .003) und Bücher (f3 = .07, p = .002). Die Nutzung von Zeitschriften (f3 = –.06, p = .005) steht in keiner Verbindung zum Depressionsgrad, trägt aber zu einem Rückgang der individuellen Suizidalität bei. Eine dritte Gruppe von Medien steht gleichzeitig mit der Krankheit Depression und mit Suizidalität in Verbindung. So nimmt etwa die Fernsehnutzung (f3 = .11, p < .001) im Zusammenhang mit einer Depression zu und gleichzeitig kann eine höhere Fernsehnutzung auch zu einer höheren individuellen Suizidalität beitragen (f3 = .05, p = .028). Einen gegenläufigen Effekt erkennt man für die Nutzung von Zeitungen, die einerseits bei zunehmender Depression zurückgeht (f3 = –.05, p = .016), was andererseits wiederum zu einem Anstieg der individuellen Suizidalität führen kann (f3 = –.06, p = .014). Allerdings ist ein solcher indirekter Effekt für das Fernsehen nur schwach zu beobachten (f3 = .01, p = .050). Die Varianzaufklärung des Modells für Depression und Suizidalität liegt bei 43% bzw. 19% und ist damit ebenfalls zufriedenstellend. Unabhängig von den Variablen zur Mediennutzung bestätigt sich der eindeutige Befund des starken Einflusses von Depression auf die individuelle Suizidalität (f3 = .44, p < .001).

Abbildung 30. Gesamtmodell zu Themenkomplex 2 (Querschnitt)

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

x2 (78) = 383.41, p <.001, RMSEA = .044, CFI = .90, TLI = .84, SRMR = .035* p < .05 ** p < .01 *** p < .001

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten, nur signifikante Effekte abgebildet.

Depression nach BDI-VT, Suizidalität entsprechend der Skala zur Abschätzung der Suizidalität nach (Haenel & Pöldinger, 1986). Mediennutzung fünfstufig (gleiche Perzentile), PC-Spiele dichotom (ja-nein). Erinnerung an Suizidfall skaliert von 0 „keine Erinnerung“, 1 „Erinnerung an einen realen oder fiktionalen Suizidfall“, bis 2 „Erinnerung an einen realen und einen fiktionalen Suizidfall“. First-PersonWahrnehmungen siebenstufig erhoben als Zustimmung zu Aussage von 1 „trifft überhaupt nicht zu“ bis 7 „trifft voll und ganz zu“.

Kovariaten (nicht abgebildet) von Depression und Mediennutzung im Modell: Alter, Geschlecht; Kovariaten von Depression: 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.

Im Bereich der Medienrezeption (F2.2) liegen insgesamt nur schwache Effekte vor. So führt eine schwerere Depression nur schwach zu einer besseren Erinnerung an einen realen oder fiktiven Suizidfall in den Medien (f3 = .04, p = .050). Eine bessere Erinnerung an einen medial dargestellten Suizidfall führte wiederum zu einer erhöhten Suizidalität (f3 = .08, p < .001). Ein indirekter Effekt von Depression auf Suizidalität, vermittelt durch die Erinnerung an einen Suizidfall, war dabei nicht zu beobachten (f3 = .01, p = .089). Die Varianzaufklärung für die Medienrezeption ist insgesamt nur sehr gering und liegt bei gerade einmal 2%. Der Einfluss der Erinnerung an medial dargestellte Suizidfälle in den Medien auf die individuelle Suizidalität ist also in diesem Fall begrenzt. Offen sind an dieser Stelle die Befunde im Längsschnitt, die im Anschluss an das Querschnittsmodell diskutiert werden.

Forschungsfrage F2.3 widmet sich der Bedeutung von Medienwahrnehmungen im Zusammenhang mit Depression und Suizidalität. Stellvertretend wurden dafür First-Person-Wahrnehmungen untersucht. Eine schwerere Depression führt zu intensiveren First-Person-Wahrnehmungen, also der Annahme eines hohen Einflusses unerwünschter Medienwirkungen auf die eigene Person (f3 = .14, p < .001). First-Person-Wahrnehmungen führen selbst wiederum zu einer erhöhten Suizidalität (f3 = –.07, p < .01). Hier zeigt sich auch ein schwacher, negativer, indirekter Effekt von Depression über First-Person-Wahrnehmungen auf die individuelle Suizidalität: Depressive geben häufiger an, dass ihre eigenen Vorstellungen von Suiziden durch die Medien beeinflusst werden, was folglich zu einer geringeren Suizidalität beiträgt. Der Befund unterstreicht letztlich die Relevanz der Hypothese von Scherr und Reinemann (2011), wonach Depressionen gemeinsam mit Medien zu spezifischen Wahrnehmungen bzw. Medienwirkungsvermutungen führen, die auch für die Suizidforschung relevant sind. Den Analysen zufolge kann der bekanntermaßen starke Zusammenhang von Depression und Suizidalität (vgl. Kapitel 2.3) durch die spezifische Wahrnehmung der Suizidberichterstattung (wenn auch nur schwach) verringert werden.

Analysen im Längsschnitt

Die zweite Perspektive, die nun eingenommen wird, betrachtet die skizzierten Zusammenhänge im Zeitverlauf. Im Fokus steht die mittelfristige Stabilität der Befunde über den Zeitraum von etwa einem Monat. In dem Längsschnittmodell wird der Einfluss einer Depression zum Zeitpunkt t0 auf die Mediennutzung zum Zeitpunkt t0 sowie auf die Erinnerung an einen Suizidfall in den Medien zum Zeitpunkt t1 und auf First-Person-Wahrnehmungen zum Zeitpunkt t1, also etwa einen Monat später, untersucht. Dafür wurde auf die Daten aus der zweiwelligen Online-Panelbefragung zurückgegriffen. An beiden Befragungswellen haben insgesamt 1.377 Personen vollständig teilgenommen, die die Grundlage für die folgenden Analysen bilden. Für die Längsschnittanalysen wurden erneut die gemeinsamen Auswirkungen aller Modellkomponenten innerhalb eines Gesamtmodells berechnet. Der Modell-Fit erwies sich auch im Längsschnitt (vgl. Abbildung 31) als akzeptabel (x2 = 335.25, df = 92, p <.001, RMSEA = .044, CFI = .91, TLI = .87, SRMR = .042). Das Gesamtmodell für die Längsschnittanalyse ist in Abbildung 31 dargestellt. Alle abgebildeten Koeffizienten sind standardisiert. Es kam ebenfalls ein Maximum-LikelihoodSchätzverfahren mit robusten Standardfehlern zum Einsatz. Für die Übersichtlichkeit gibt die Abbildung erneut nur signifikante Pfade an. Die drei Fragestellungen aus Themenkomplex 2 sind wieder getrennt voneinander dargestellt (F2.1 F2.3).

Die Online-Panelbefragung zeigt für die Mediennutzung (F2.1 längsschnittlich), dass eine Depression zum Zeitpunkt t0 insbesondere mit einer intensiveren Nutzung von PC-Spielen (f3 = .11, p < .001), des Internets (f3 = .11, p < .001) und mit einer reduzierten Nutzung von Tageszeitungen zum gleichen Zeitpunkt einhergeht (f3 = –.05, p = .048). Es ergeben sich also im Vergleich zur Repräsentativbefragung durchaus abweichende Zusammenhänge zwischen Depression und Mediennutzungsdauer. Im Hinblick auf die Suizidalität etwa einen Monat später geht die intensivere Internetnutzung mittelfristig mit einer erhöhten Suizidalität einher (f3 = .06, p = .020), im Gegensatz zur Nutzung von Tageszeitungen, die einen Monat später mit einer geringeren Suizidalität verbunden ist (f3 = –.07, p = .011). Trotz der erhebungsspezifischen Unterschiede bewegen sich die einzelnen Effektstärken (querbzw. längsschnittlich) etwa auf gleichem Niveau, was für eine mittelfristige Stabilität der Befunde spricht. Das Modell erklärt 62% der beobachteten Varianz von Depressionen und 22% der Varianz von Suizidalität und ist damit zufriedenstellend.

Hinsichtlich der Medienrezeption (F2.2 längsschnittlich) wurde untersucht, welche Auswirkungen der Depressionsgrad zum Zeitpunkt t0 auf die Erinnerung an Suizidfälle in den Medien einen Monat später (t1) hat. Eine Depression unterstützt die Erinnerung an einen fiktionalen oder realen Suizidfall in den Medien (f3 = .11, p < .001). Die Erinnerung an eine Suiziddarstellung aus den Medien erhöht gleichzeitig die Suizidalität zu diesem Zeitpunkt (t1) (f3 = .07, p = .011). Daraus ergibt sich insgesamt ein schwacher, positiver indirekter Effekt einer Depression (t0) und der Medienrezeption (t 1) auf die Suizidalität (t1) (f3 = .008, p = .043). [4]

Abbildung 31. Gesamtmodell zu Themenkomplex 2 (Längsschnitt)

Anmerkungen. Zweiwellige Online-Panelbefragung; n = 1.377; multiple lineare Regression (MLR) nach robustem Maximum-Likelihood-Schätzverfahren.

x2 (92) = 335.25, p <.001, RMSEA = .044, CFI = .91, TLI = .87, SRMR = .042* p < .05 ** p < .01 *** p < .001

Abgebildet sind standardisierte Koeffizienten, nur signifikante Effekte abgebildet.

Depression nach BDI-VT, Suizidalität entsprechend der Skala zur Abschätzung der Suizidalität nach (Haenel & Pöldinger, 1986). Mediennutzung fünfstufig (gleiche Perzentile), PC-Spiele dichotom (ja-nein). Erinnerung an Suizidfall skaliert von 0 „keine Erinnerung“, 1 „Erinnerung an einen realen oder fiktionalen Suizidfall“, bis 2 „Erinnerung an einen realen und einen fiktionalen Suizidfall“. First-PersonWahrnehmungen siebenstufig erhoben als Zustimmung zu Aussage von 1 „stimme überhaupt nicht zu“ bis 7 „stimme voll und ganz zu“.

Kovariaten (nicht abgebildet) von Depression und Mediennutzung im Modell: Alter, Geschlecht; Kovariaten von Depression: Tage zwischen den beiden Erhebungswellen, 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.

Schließlich wird der Einfluss einer Depression auf die Medienwahrnehmung und deren Auswirkung auf die individuelle Suizidalität einen Monat später untersucht (F2.3 längsschnittlich; vgl. Abbildung 31). Eine Depression hat zum Zeitpunkt t0 keinen deutlichen Einfluss auf die Wahrnehmung der Medien (hier operationalisiert als First-Person-Wahrnehmungen) einen Monat später (t1). Der negative Einfluss der First-Person-Wahrnehmungen auf die individuelle Suizidalität zum gleichen Messzeitpunkt (t1) ist dabei deutlicher als in der repräsentativen Telefonbefragung (f3 = –.173, p < .001). [5] Ein indirekter Effekt der Medienwahrnehmung zeigt sich demnach nicht mehr im Zeitverlauf.

Damit lassen sich die Forschungsfragen zu Themenkomplex 2 zusammenfassend wie folgt beantworten:

• Im deutlichen Zusammenwirken von Depression und Suizidalität spielen Medien sowohl kurzals auch mittelfristig grundsätzlich eine Rolle. Das theoretische Modell der Untersuchung bestätigte sich insofern empirisch.

• Der zusätzliche Effekt, den die Mediennutzung zusammen mit einer Depression auf die individuelle Suizidalität kurzfristig ausübt, ist zwar schwach, verstärkt aber die suizidalen Symptome. Dieser Effekt bleibt mittelfristig (hier: im Abstand von etwa einem Monat) in etwa gleich stark bestehen. [6]

• Im Zeitverlauf zeigen sich sowohl medienals auch depressionsspezifische Effekte der Mediennutzungsdauer[7] auf die Suizidalität. Dafür wurden die Daten mithilfe autoregressiver Modelle analysiert. [8] Während bei schweren Formen der Depression insbesondere das Internet eine schädliche Wirkung im Hinblick auf die Suizidalität haben kann, ist für Personen mit schwächerer Depression das Fernsehen am gefährlichsten für die individuelle Suizidalität. Für die Kausalitätsprüfungen zeigt sich im Detail:

o Tageszeitung: Bei Personen mit geringerem Depressionsgrad führt eine erhöhte Suizidalität mittelfristig zu einer geringeren Zeitungsnutzung. Der umgekehrte Effekt, wonach eine höhere Zeitungsnutzung die Suizidalität reduziert, zeigte sich dagegen nicht. Bei Personen mit schwerer Depression verschwinden diese Zusammenhänge allerdings.

o Internet: Bei Personen mit niedriger Depression lässt sich mittelfristig kein kausaler Effekt zwischen der Internetnutzung und der individuellen Suizidalität ausmachen. Bei Personen mit schwerer Depression zeigt sich (für die allgemeine Internetnutzung) dagegen, dass eine höhere Internetnutzung mittelfristig tendenziell zu einer höheren Suizidalität führt. Der umgekehrte Effekt, wonach eine höhere Suizidalität die allgemeine Internetnutzungsdauer beeinflusst, zeigte sich dagegen nicht. [9]

o Fernsehen: Bei Personen mit niedriger Depression lässt sich mittelfristig beobachten, dass eine höhere Fernsehnutzung tendenziell zu einer höheren individuellen Suizidalität führt. Der umgekehrte Effekt (Suizidalität führt zu erhöhter Fernsehnutzung) blieb dagegen aus. Bei Personen mit schwerer Depression liegen keine Effekte zwischen Fernsehnutzung und individueller Suizidalität vor.

• Der zusätzliche Effekt, den die Medienrezeption zusammen mit einer Depression auf die individuelle Suizidalität mittelfristig ausübt, ist in etwa gleich stark wie der zusätzliche Effekt durch die Mediennutzung. Dies ist insofern bemerkenswert, als in der bisherigen Forschung Aspekte der Medienrezeption nahezu keine Rolle spielten. Dies verdeutlicht letztlich den großen Forschungsbedarf in diesem Bereich.

• Die Kausalanalyse zeigt, dass die Medienrezeption bei Personen mit schwacher Depression die individuelle Suizidalität mittelfristig reduzieren kann. Bei starken Depressionen tritt dieser Effekt nicht mehr auf. Umgekehrt führt bei starken Depressionen eine höhere Suizidalität dazu, dass mittelfristig bei den Befragten deutlich mehr Suizidfälle in Erinnerung bleiben.

• Die individuelle Medienwahrnehmung kann die Auswirkungen von Depressionen auf die Suizidalität reduzieren. Der Effekt ist allerdings, im Gegensatz zu experimentellen Studien (vgl. Scherr & Reinemann, 2011), nicht so deutlich zu erkennen.

• Die Multigruppen-Panelanalysen über zwei Messzeitpunkte im Abstand von einem Monat zeigen, dass die Medienwahrnehmung sowohl bei der Gruppe mit schwacher Depression als auch bei der Gruppe mit schwerer Depression zu einer höheren individuellen Suizidalität führt. Der Effekt ist allerdings bei schwerer Depression um ein Vielfaches stärker ausgeprägt. Vor diesem Hintergrund erstaunt es umso mehr, dass der Einfluss von Medienwahrnehmungen auf die individuelle Suizidalität bisher mit wenigen Ausnahmen (z.B. Scherr & Reinemann, 2011) nicht intensiver erforscht wurde.

  • [1] Die Darstellung berücksichtigt bereits die Befunde aus Themenbereich 1. Tatsächliche Suizide sind in der Abbildung vor allem für ein vollständiges Begriffsverständnis von Suizidalität ebenso hervorgehoben wie Suizidgedanken, Suizidpläne und Suizidversuche, werden in den nachfolgenden Analysen jedoch nicht untersucht. Hinweise darauf, welchen Einfluss Medien auf tatsächliche Suizide haben können, würden Studiendesigns liefern, die ähnlich der CDC-Studie, auf Personen mit beinahe letalen Suizidversuchen fokussieren (Beautrais et al., 1996; Hawton, 2001; Kresnow et al., 2001; O'Carroll, Crosby, Mercy, Lee & Simon, 2001).
  • [2] Diese Personen wurden unverzüglich und nachdrücklich auf Hilfsmöglichkeiten hingewiesen (sowohl in der Telefonbefragung als auch in der Online-Panelbefragung; vgl. Kapitel 7).
  • [3] Gemeinsame Kovariaten von Depression und Mediennutzung im Modell: Alter, Geschlecht; Kovariaten nur von Depression: allgemeiner Gesundheitszustand (WHO-5), Einsamkeit (UCLA), Selbstwert.
  • [4] Es wurde außerdem ein Modell gerechnet, in dem die gemeinsamen Auswirkungen von einer Depression und der Erinnerung an einen medialen Suizidfall zu t0 auf die Suizidalität (t1) betrachtet wurden (Modell-Fit: x2 = 361.83, df = 92, p <.001, RMSEA = .046, CFI = .90, TLI = .86, SRMR = .043). Bei insgesamt akzeptablem Modell-Fit fördert eine Depression zwar zum gleichen Zeitpunkt ebenso deutlich die Erinnerung an einen Suizidfall aus den Medien wie einen Monat später, allerdings verschwindet der Effekt der Erinnerung (t0) auf die Suizidalität (t1).
  • [5] Auch für diese Fragestellung wurde ein Alternativmodell berechnet, in dem die gemeinsamen Auswirkungen von einer Depression und First-Person-Wahrnehmungen zu t0 auf die Suizidalität (t1) betrachtet wurden (Modell-Fit: x2 = 361.83, df = 92, p <.001, RMSEA = .046, CFI = .90, TLI = .86, SRMR = .043). Bei insgesamt akzeptablem Modell-Fit, fördert eine Depression (t0) zum gleichen Zeitpunkt keine First-Person-Wahrnehmungen (t0) in der Online-Befragung, die ihrerseits auch keine mittelfristigen Auswirkungen auf die Suizidalität (t1) der Befragten entfalten.
  • [6] Bei den hier zusammengefassten Befunden werden gleichzeitig „cross-lagged“-Effekte (zeitliche Kausalität zwischen Suizidalität, Mediennutzung, -rezeption und -wahrnehmung) berücksichtigt, die mithilfe von manifesten autoregressiven Modellen analysiert wurden. Dabei wurden die Unterschiede zwischen hohem und niedrigem Depressionsgrad im Rahmen von multiplen Gruppenvergleichen berücksichtigt. Im Unterschied zu den Analysen zu Themenkomplex 2 werden die Ausprägungen der untersuchten Variablen zu beiden Messzeitpunkten gleichzeitig berücksichtigt. Die entsprechenden Modelle sind auf Anfrage beim Autor erhältlich.
  • [7] Für die Analysen der hier besprochenen Medien (Tageszeitung, Internet, Fernsehen) wurde die in Minuten erhobene Mediennutzungsdauer so umkodiert, dass sich die Antwortzeiten auf fünf gleiche Perzentile verteilen.
  • [8] Nähere Informationen zu den Cross-Lagged Analysen sind auf Anfrage beim Autor erhältlich.
  • [9] An dieser Stelle sei allerdings explizit darauf verwiesen, dass diese Beobachtung auf der Abfrage der allgemeinen Internetnutzungsdauer beruht und keine speziellen Internetanwendungen berücksichtigt. Für spezielle Anwendungen wiesen bereits Scherr und Reinemann (2014) auf die Existenz auch abweichender Befunde hin.
 
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