Zusammenfassung
Es wurde postuliert, dass der bei Sensitizern im Vergleich zu Repressern langfristig geringere Erinnerungsabfall für bedrohliche Informationen unter anderem darauf beruht, dass bei Sensitizern – nicht aber bei Repressern – während des Behaltensintervalls Prozesse der aktiven Aufrechterhaltung operieren. Diese sensitiven Aufrechterhaltungsprozesse sollen spezifisch für bedrohliche Inhalte sein und kognitive Ressourcen beanspruchen. Folglich sollten sie nicht auftreten, wenn Sensitizer während des Behaltensintervalls unter kognitive Belastung gesetzt werden, welche die Ausführung von Aufrechterhaltungsprozessen verhindert. Entsprechend sollten Sensitizer während einer kognitiven Belastung mehr bedrohliche Information vergessen als während eines gleich langen Behaltensintervalls, in dem sie keiner Belastung ausgesetzt sind. Da bei Repressern auch während eines Behaltensintervalls ohne kognitive Belastung keine aktive Aufrechterhaltung erfolgen sollte, ist für diese kein entsprechender Unterschied im Vergessen zu erwarten.
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Notes
- 1.
Mein Dank gilt Dr. Tina-Sarah Auer und dem Lehrstuhl von Prof. Dr. Edgar Erdfelder für die Möglichkeit, die Ressourcen der Universität Mannheim nutzen zu können, sowie Ina Lambert für die Unterstützung bei der Datenerhebung.
- 2.
Varianzanalysen erbrachten, dass der Methodenfaktor keinen Einfluss auf die abhängigen Variablen hatte (alle ps > .18). Daher wird der Methodenfaktor im Folgenden nicht weiter erwähnt. Für die Experimente 2 bis 4 wurde analog verfahren, so dass dieser Methodenfaktor nur noch erwähnt wird, wenn er an signifikanten Haupt- oder Interaktionseffekten beteiligt war.
- 3.
Die Originalarbeitsblätter des FAIR wurden um weitere, analog gestaltete und für die Probanden nicht unterscheidbare Arbeitsblätter ergänzt, um die reguläre Bearbeitungszeit von 6 Minuten auf 15 Minuten ausdehnen zu können.
- 4.
Das hier als STAI-R bezeichnete Instrument stellt den Zwischenstand der Entwicklung des State-Trait-Angst-Depressionsinventars (STADI; Laux, Hock, Bergner-Köther, Hodapp & Renner, 2011) aus dem Jahre 2006 dar, unterscheidet sich von dem endgültigen STADI aber in einigen Details wie der Item-/Skalenanzahl und einzelnen Itemformulierungen (M. Hock, persönl. Mitteilung, 29.09.2011).
- 5.
In den Experimenten 1, 2 und 3 wurden alle 25 Items der Trait-Skala des STAI-R an insgesamt 465 Probanden erhoben. Anhand dieser Daten wurde für die 25 Items eine Maximum-Likelihood-Faktorenanalyse durchgeführt, bei der die Extraktion von zwei Faktoren erzwungen und anschließend oblique rotiert wurde. Die Zuordnung der Items zu einem Faktor der Ängstlichkeit und einem Faktor der Depressivität war für alle bis auf ein Item erwartungskonform. Lediglich das Dysthymie-Item „Mir ist zum Weinen zumute“ lud – erwartungskonträr – marginal höher auf dem Ängstlichkeits- als auf dem Depressivitätsfaktor. Die Korrelation zwischen der 15-Item-Ängstlichkeitsskala und der 10-Item-Depressivitätsskala (gebildet aus den Dysthymie- und Euthymie-Items) fällt mit r(463) = .69, p < .001, recht hoch aus. Die interne Konsistenz der 15-Item-Ängstlichkeitsskala ist sehr gut (Cronbachs α = .90) und nur marginal geringer als die der 25-Item-Gesamtskala (Cronbachs α = .93). Insgesamt erscheint es somit gerechtfertigt, die 15-ItemÄngstlichkeitsskala als „reineren“ Indikator der allgemeinen Ängstlichkeit zu verwenden.
- 6.
Ich danke Prof. Dr. Jürgen Hoyer und Dr. Lydia Fehm für die Überlassung ihrer Übersetzung.
- 7.
Gegenüber Analysen mit den kontinuierlichen Variablen der Vigilanz und kognitiven Vermeidung hat der Vigilanz-Vermeidungs-Score auch den Vorteil, dass entgegengesetzt gerichtete Haupteffekte von Vigilanz und kognitiver Vermeidung additiv in Zusammenhänge mit dem Vigilanz-Vermeidungs-Score eingehen. Wenn also, wie dies für die sensitive Aufrechterhaltung plausibel wäre, schwache positive Zusammenhänge mit Vigilanz und schwache negative Zusammenhänge mit kognitiver Vermeidung bestehen, sollte sich dies in einem zumindest moderaten Zusammenhang mit dem Vigilanz-Vermeidungs-Score widerspiegeln.
- 8.
Auch wenn die beiden Messzeitpunkte des positiven Affekts getrennt für die kognitiven Belastungsgruppen verglichen werden, findet sich für keine der Gruppen ein signifikanter Unterschied, ts ≥ 1.54, ps ≥ .13.
- 9.
Vigilanz und kognitive Vermeidung wurden vor der Erstellung des Produktterms und der Quadratterme z-standardisiert und in die Analysen gingen stets die z-standardisierten Variablen ein. Dies gilt auch für alle weiteren Regressionsanalysen mit Einschluss von Produkt- bzw. Quadrattermen und wird daher im Folgenden nicht mehr einzeln erwähnt.
- 10.
Gemäß dem Vorschlag von Ganzach (1997; vgl. auch z. B. MacCallum & Mar, 1995) wurde bei dieser und allen im Folgenden berichteten multiplen Regressionsanalysen, die den Produktterm von Vigilanz und kognitiver Vermeidung enthalten, immer auch eine Regressionsanalyse durchgeführt, in die zusätzlich die Quadratterme der beiden Einzelvariablen aufgenommen wurden. Diese Analysen werden – aus Gründen der Übersichtlichkeit – jedoch nur dargestellt, wenn die Aufnahme der Quadratterme zu einer bedeutsamen Veränderung der β-Werte in den Regressionsanalysen ohne Quadratterme führte bzw. die Quadratterme selbst in signifikantem Umfang Varianz banden.
- 11.
Soweit nicht anders angegeben, beziehen sich alle p-Wert-Angaben bei t-Tests auf eine zweiseitige Testung.
- 12.
Dieselben Analysen wurden auch mit ausreißerbereinigten Mittelwerten durchgeführt. Dabei wurden Reaktionszeiten oberhalb von 4000 ms ausgeschlossen (das betraf 0.21% aller Reaktionen). Da keine Reaktionszeiten unterhalb von 300 ms registriert wurden, war es nicht erforderlich, kürzere Reaktionen zu eliminieren. Die Analyse mit diesen bereinigten Mittelwerten erbrachte das gleiche Befundmuster wie die Analyse der Mediane.
- 13.
Die Stichprobe für diese Analyse umfasste nur 70 Personen (19 Sensitizer, 26 Represser, 15 Niedrigängstliche und 10 Hochängstliche), da nur für diese Personen Urteile (und somit Latenzzeiten) in allen „Bildkategorie × Bedrohlichkeitsurteil“-Kategorien vorlagen. Recht viele Personen hatten beispielsweise kein einziges Nichtbedrohlich-Bild als bedrohlich beurteilt, so dass diese Personen nicht in die Varianzanalyse der Latenzzeiten aufgenommen werden konnten.
- 14.
Aufgrund der Aggregation der Latenzen der Bedrohlichkeitsurteile über alle Bildkategorien hinweg waren in dieser und den folgenden Analysen wieder alle Probanden der Gesamtstichprobe enthalten.
- 15.
Die Annahme, dass Antworttendenzen keinen Einfluss auf den Diskriminationsindex haben, gilt dann nicht, wenn M alt bzw. M neu bereits an einem der beiden Enden der Antwortskala liegt und die Antwortverzerrung zu einer weiteren Verschiebung in Richtung des entsprechenden Skalenendes führen würde, dies aber aufgrund von Decken- bzw. Bodeneffekten nicht mehr möglich ist. – Derartige Artefakte konnten für die Studien dieser Arbeit jedoch durch eine Inspektion der Wiedererkennungsdaten für Prüfreize und Distraktoren ausgeschlossen werden.
- 16.
Theoretisch sind Vergessenswerte größer als 5 möglich, wenn im Wiedererkennungstest 2 unterzufällig zwischen Prüfreizen und Distraktoren diskriminiert wird. Dies sollte aber nur dann auftreten, wenn ein Proband die Skalenenden (konsistent) vertauscht oder absichtlich zu täuschen versucht.
- 17.
Wie in Abschnitt 7.2.2.5 begründet, werden in dieser Arbeit nur sieben der acht Items für die Bildung der Skala Gedankenintrusionen herangezogen.
- 18.
Für die Bildkategorie ambivalent wurden unter anderem „schwach aggressive“ Gesichtsausdrücke und für die entsprechenden Bilder in der Bildkategorie bedrohlich „stark aggressive“ Gesichtsausdrücke verwendet.
- 19.
Berechnet man die mittleren Reaktionszeiten einheitlich ab dem Ende der Bilddarbietung, ergeben sich entsprechend M = 841 ms in dieser Studie und M = 1525 ms in der Studie von Krohne und Hock (2008a).
- 20.
Da sich in keiner der Auswertungen Effekte dieses Methodenfaktors zeigten, wird er bei der Darstellung der Analysen nicht weiter berücksichtigt.
- 21.
Die Ergebnisse dieser Studie sind auch in der von mir betreuten Bachelorarbeit von Anna-Lena Pilgram (2011) zusammengefasst.
- 22.
Tatsächlich sind Vergewaltigungen von Frauen durch Täter, die dem Opfer bekannt sind, häufiger als Vergewaltigungen durch Fremde (z. B. Wetzels & Pfeiffer, 1995). Allerdings scheint die Vergewaltigung durch einen Fremden in der Vorstellung der meisten Frauen das prototypischere Vergewaltigungsszenario zu sein, auf das sie sich bei allgemeinen Fragen zu Vergewaltigung beziehen und vor dem sie auch mehr Angst verspüren als vor der Vergewaltigung durch eine bekannte Person (z. B. Pilgram, 2011).
- 23.
Für die Wahrscheinlichkeiten (geschätzte „Lebenszeitprävalenzen“) wurden Mediane angegeben, da die Mittelwerte durch einige – unrealistisch hoch erscheinende – Wahrscheinlichkeitsangaben einzelner Probanden verzerrt sind, was sich auch an den relativ hohen Standardabweichungen ablesen lässt (Wahrscheinlichkeit, ermordet zu werden: M = 2.0%, SD = 6.2%; Wahrscheinlichkeit, durch einen Fremden vergewaltigt zu werden: M = 7.5%, SD = 12.3%).
- 24.
Es existieren sehr viele Studien, welche die psychologischen Konsequenzen für Opfer sowie die Behandlung von Opfern sexueller Gewalt beschreiben bzw. untersuchen, allerdings nur recht wenige Studien, die sich mit der Angst von Nicht-Opfern beschäftigen. Ausnahmen stellen – neben den oben zitierten Studien von M. T. Gordon und Riger (1991; auch Riger & Gordon, 1981), Krahé (1999, 2005) und Warr (1984, 2000) – die Studien von Hickman und Muehlenhard (1997) sowie O’Donovan, Devilly und Rapee (2007) dar.
- 25.
Für die Vorstudien zu Experiment 3 wurde mit 1000 ms eine längere Darbietungszeit gewählt als für die Vorstudien zu Experiment 1 (250 ms). Der Grund dafür ist, dass das Ambivalenzurteil auf dem Bildinhalt (und damit auf einer der dargestellten Situation immanenten Ambivalenz) beruhen und nicht durch eine sehr kurze Darbietungszeit beeinflusst werden sollte. Wird dann im Hauptexperiment die Darbietungszeit kürzer als in der Vorstudie gewählt, ist davon auszugehen, dass die wahrgenommene Ambivalenz der Bilder gegenüber der Vorstudie noch zunimmt.
- 26.
Ich danke Prof. Dr. Barbara Krahé für die Überlassung der nichtpublizierten Fragebögen Angst vor Vergewaltigung und Vermeidungsverhalten.
- 27.
Der englischsprachige Originalfragebogen enthält 12 Items.
- 28.
Wie für Experiment 1 wurden auf der Ebene der einzelnen Probanden die Mediane der Reaktionszeiten berechnet, um den Einfluss von Ausreißerwerten zu minimieren. Eine alternative Berechnung auf der Basis von Mittelwerten, bei denen Reaktionszeiten oberhalb von 4000 ms ausgeschlossen wurden (das betraf 0.36% aller Reaktionen), erbrachte sehr ähnliche Befundmuster.
- 29.
Es wurden wiederum auf der Ebene der einzelnen Probanden die Mediane der Reaktionszeiten berechnet, um den Einfluss von Ausreißerwerten zu minimieren. Eine alternative Berechnung auf der Basis von Mittelwerten, bei denen Reaktionszeiten oberhalb von 4000 ms ausgeschlossen wurden (das betraf 0.35% aller Reaktionen), erbrachte sehr ähnliche Resultate.
- 30.
Die Metaeffekte wurden berechnet, indem die einzelnen Effektgrößen in Fisher-Z-Werte transformiert wurden. Aus diesen wurde ein gewichteter Gesamt-Z-Wert gebildet, auf dessen Basis wieder Cohens d sowie der z-Wert bestimmt wurden (vgl. dazu z. B. Bortz & Döring, 2002).
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Peters, J.H. (2012). Experimente zur sensitiven Aufrechterhaltung. In: Angstbewältigung und Erinnerung. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-531-19526-1_7
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