Vielleicht sollte man auch mal die Gegenseite für die Ausgewogenheit darstellen, Nt-Schlau... Nur so als Tipp am Rande.
Die Überlegung ist recht Simpel:
Wenn McGee in einer Taskforce mitarbeitete, die das organisierte Verbrechen untersuchen sollte und sich zu der Zeit nicht wirklich etwas änderte, dürfte wohl klar sein, woran dies lag...
Und bevor Leute wie Gaetz diese Korruption aufdecken können, müssen sie halt irgendwie weg...
Die Überlegung ist recht Simpel:
Wenn McGee in einer Taskforce mitarbeitete, die das organisierte Verbrechen untersuchen sollte und sich zu der Zeit nicht wirklich etwas änderte, dürfte wohl klar sein, woran dies lag...
Und bevor Leute wie Gaetz diese Korruption aufdecken können, müssen sie halt irgendwie weg...
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Mutter, Vater und Kind als natürliches Bild zu empfinden ist also rückwärts gewandt?
Empfehlung an den Reporter: Vorwärtsgewandt mit mindestens 200 km/h bitte gegen den nächsten Baum/ die nächste Wand, was halt gerade frei ist!
Mutter, Vater und Kind als natürliches Bild zu empfinden ist also rückwärts gewandt?
Empfehlung an den Reporter: Vorwärtsgewandt mit mindestens 200 km/h bitte gegen den nächsten Baum/ die nächste Wand, was halt gerade frei ist!
"Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 1"
Wenn linke Überzeugungstäter, jung naiv, oder alt verbittert, was bei Cambridge veröffentlichen, kommt sone Überschrift für die Pseudostudie bei rum.
Wer da wohl der Geldgeber war?
Cambridge
Wir haben mal ein wenig in der Studie nachgestöbert (wird ein mehrteiliger Text und vermutlich furztrocken, dennoch vllt. für den ein oder anderen interessant):
"Methoden
Teilnehmer
Die Rekrutierung der Teilnehmer erfolgte über Respondi, ein ISO-zertifiziertes Rekrutierungspanel, das durch einen Double-opt-in-Registrierungsprozess, faire Anreize und regelmäßige Qualitätskontrollen die Ermittlung hochmotivierter Teilnehmer erleichtert. Die Rekrutierung der Probanden erfolgte über Online-Kampagnen der Panels von Respondi. Es wurde angestrebt, die Daten innerhalb von maximal zwei Wochen und mindestens drei Tagen zu erheben, um auch nicht so häufige Nutzer von Online-Diensten zu erfassen.
Einschlusskriterien waren ein Alter von 18-69 Jahren (aufgrund der Plattformeigenschaften), informierte Zustimmung, ständiger Wohnsitz in Deutschland oder der deutschsprachigen Schweiz und gute Deutschkenntnisse. Weitere Einschlusskriterien wurden nicht festgelegt, um eine eher repräsentative Stichprobe der Allgemeinbevölkerung zu erhalten. Teilnehmer, die alle Fragen einheitlich beantwortet hatten, wurden ausgeschlossen.
Für beide Länder wurde eine Nicht-Wahrscheinlichkeitsquotenstichprobe verwendet. Die Rekrutierung erfolgte unter Berücksichtigung von Quoten für Geschlecht und Altersgruppen für das deutsche (Statistisches Bundesamt, 2020a, 2020b; Frauen: 50,65%; davon 20,41% im Alter von 18-29: 18,85% im Alter von 30-39: 18,50% im Alter von 40-49: 23. 91% im Alter von 50-59: 18,28% im Alter von 60-69) und der Schweizer (Bundesamt für Statistik, 2019; Frauen: 49,63%; davon 21,01% im Alter von 18-29: 20,72% im Alter von 30-39: 20,54% im Alter von 49-49: 21,86% im Alter von 50-59: 15,88% im Alter von 60-69) Bevölkerung von Interesse."
Wenn linke Überzeugungstäter, jung naiv, oder alt verbittert, was bei Cambridge veröffentlichen, kommt sone Überschrift für die Pseudostudie bei rum.
Wer da wohl der Geldgeber war?
Cambridge
Wir haben mal ein wenig in der Studie nachgestöbert (wird ein mehrteiliger Text und vermutlich furztrocken, dennoch vllt. für den ein oder anderen interessant):
"Methoden
Teilnehmer
Die Rekrutierung der Teilnehmer erfolgte über Respondi, ein ISO-zertifiziertes Rekrutierungspanel, das durch einen Double-opt-in-Registrierungsprozess, faire Anreize und regelmäßige Qualitätskontrollen die Ermittlung hochmotivierter Teilnehmer erleichtert. Die Rekrutierung der Probanden erfolgte über Online-Kampagnen der Panels von Respondi. Es wurde angestrebt, die Daten innerhalb von maximal zwei Wochen und mindestens drei Tagen zu erheben, um auch nicht so häufige Nutzer von Online-Diensten zu erfassen.
Einschlusskriterien waren ein Alter von 18-69 Jahren (aufgrund der Plattformeigenschaften), informierte Zustimmung, ständiger Wohnsitz in Deutschland oder der deutschsprachigen Schweiz und gute Deutschkenntnisse. Weitere Einschlusskriterien wurden nicht festgelegt, um eine eher repräsentative Stichprobe der Allgemeinbevölkerung zu erhalten. Teilnehmer, die alle Fragen einheitlich beantwortet hatten, wurden ausgeschlossen.
Für beide Länder wurde eine Nicht-Wahrscheinlichkeitsquotenstichprobe verwendet. Die Rekrutierung erfolgte unter Berücksichtigung von Quoten für Geschlecht und Altersgruppen für das deutsche (Statistisches Bundesamt, 2020a, 2020b; Frauen: 50,65%; davon 20,41% im Alter von 18-29: 18,85% im Alter von 30-39: 18,50% im Alter von 40-49: 23. 91% im Alter von 50-59: 18,28% im Alter von 60-69) und der Schweizer (Bundesamt für Statistik, 2019; Frauen: 49,63%; davon 21,01% im Alter von 18-29: 20,72% im Alter von 30-39: 20,54% im Alter von 49-49: 21,86% im Alter von 50-59: 15,88% im Alter von 60-69) Bevölkerung von Interesse."
Cambridge Core
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia…
"Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 2"
Allgemeine und spezifische coronavirusbezogene Verschwörungsüberzeugungen
Allgemeine und spezifische Verschwörungsüberzeugungen, die sich auf das Coronavirus beziehen, wurden anhand der von Freeman et al. (2020b) entwickelten und verwendeten Items bewertet. Das Inventar umfasst 30 Items, die die Befürwortung spezifischer, auf das Coronavirus bezogener Verschwörungsüberzeugungen (z. B. "Das Coronavirus ist eine Biowaffe, die von China entwickelt wurde, um den Westen zu zerstören") bewerten, und 18 Items, die die Befürwortung allgemeiner, auf das Coronavirus bezogener Verschwörungsüberzeugungen (z. B. "Das Virus ist ein Scherz") bewerten. Letztere sind unterteilt in die Unterkategorien "Skepsis gegenüber der Reaktion der Regierung" (3 Items), "Allgemeine Verschwörungsansichten über die Ursache des Virus" (3 Items), "Allgemeine Verschwörungsansichten über die Verbreitung des Virus" (7 Items) und "Allgemeine Verschwörungsansichten über die Gründe für die Abriegelung" (5 Items). Alle Items wurden von Freeman et al. (2020b) ausgewählt, um politische und religiöse Einflüsse auszugleichen. Wir fügten einen weiteren spezifischen Verschwörungsglauben hinzu, der wiederholt auf verschiedenen Medienplattformen geäußert wurde ('Bill Gates beabsichtigt, COVID-19-Tests und einen zukünftigen Impfstoff zu nutzen, um Menschen mit Mikrochips zu verfolgen'). Die Items wurden mittels Vorwärts-Rückwärts-Übersetzung ins Deutsche übersetzt (Supplemental Material).
Alle Items in Freeman et al. (2020b) wurden mit einer 5-Punkte-Likert-Skala beantwortet. Um feinkörnigere Informationen zu erhalten, verwendeten wir einen kontinuierlichen Skalierungsansatz mit einer Schiebeskala von 0 bis 100. Die Skala wurde von links nach rechts mit den in der Originalstudie verwendeten Skalenbezeichnungen beschriftet: 'stimme nicht zu', 'stimme ein wenig zu', 'stimme mäßig zu', 'stimme sehr zu', 'stimme völlig zu'. Ziel war es, den Grad der Überzeugung von Verschwörungsüberzeugungen in einer für die Teilnehmer klar verständlichen und leicht interpretierbaren Weise zu bewerten (Freeman et al., 2020a). Die präsentierten Überzeugungen waren extrem, mit einer einfachen, wenig kognitiv belastenden Antwortmöglichkeit ("stimme nicht zu"). Die Gesamtscores der spezifischen Verschwörungsüberzeugungen und der allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen wurden durch Mittelwertbildung aller entsprechenden Item-Scores ermittelt (Bereich für beide Gesamtscores: 0-100). Cronbachs Alpha für die allgemeinen und spezifischen Überzeugungs-Subskalen waren ausgezeichnet (α allgemein = 0,97; α spezifisch = 0,98).
Sprunghaftigkeit der Schlussfolgerungen (Jumping-to-conclusions bias)
Die JTC-Verzerrung wurde mit einem etablierten Maß für JTC, der "Fisch-Aufgabe" (z. B. Speechley, Whitman, & Woodward, 2010), bewertet. Den Teilnehmern wurden zwei Seen mit orangen und grauen Fischen gezeigt (See A 80% orange : 20% graue Fische; See B umgekehrtes Verhältnis). Zehn Fische wurden nacheinander gefangen und präsentiert, bis die Teilnehmer entscheiden konnten, aus welchem See die Fische gefangen wurden. Nach jedem gefangenen Fisch wurden die Teilnehmer gebeten, die Wahrscheinlichkeit anzugeben, mit der der Fisch aus See A oder aus See B gefangen worden war (0-100%), und ob sie sich bereits für die Herkunft aller gefangenen Fische entschieden hatten. Alle gefangenen Fische blieben während der gesamten Aufgabe sichtbar, um die Anforderungen an das Arbeitsgedächtnis zu minimieren. Der JTC-Bias wurde gemessen, indem die Anzahl der "Draws to Decision" (DTD; z.B. Andreou, Veckenstedt, Lüdtke, Bozikas, & Moritz, 2018; Moritz et al., 2017) gezählt wurde. Wenn bis zum zehnten Fang keine endgültige Entscheidung für einen der beiden Seen getroffen worden war, wurde DTD mit 11 bewertet. Je höher der DTD-Score, desto niedriger der JTC-Bias.
Cambridge
Allgemeine und spezifische coronavirusbezogene Verschwörungsüberzeugungen
Allgemeine und spezifische Verschwörungsüberzeugungen, die sich auf das Coronavirus beziehen, wurden anhand der von Freeman et al. (2020b) entwickelten und verwendeten Items bewertet. Das Inventar umfasst 30 Items, die die Befürwortung spezifischer, auf das Coronavirus bezogener Verschwörungsüberzeugungen (z. B. "Das Coronavirus ist eine Biowaffe, die von China entwickelt wurde, um den Westen zu zerstören") bewerten, und 18 Items, die die Befürwortung allgemeiner, auf das Coronavirus bezogener Verschwörungsüberzeugungen (z. B. "Das Virus ist ein Scherz") bewerten. Letztere sind unterteilt in die Unterkategorien "Skepsis gegenüber der Reaktion der Regierung" (3 Items), "Allgemeine Verschwörungsansichten über die Ursache des Virus" (3 Items), "Allgemeine Verschwörungsansichten über die Verbreitung des Virus" (7 Items) und "Allgemeine Verschwörungsansichten über die Gründe für die Abriegelung" (5 Items). Alle Items wurden von Freeman et al. (2020b) ausgewählt, um politische und religiöse Einflüsse auszugleichen. Wir fügten einen weiteren spezifischen Verschwörungsglauben hinzu, der wiederholt auf verschiedenen Medienplattformen geäußert wurde ('Bill Gates beabsichtigt, COVID-19-Tests und einen zukünftigen Impfstoff zu nutzen, um Menschen mit Mikrochips zu verfolgen'). Die Items wurden mittels Vorwärts-Rückwärts-Übersetzung ins Deutsche übersetzt (Supplemental Material).
Alle Items in Freeman et al. (2020b) wurden mit einer 5-Punkte-Likert-Skala beantwortet. Um feinkörnigere Informationen zu erhalten, verwendeten wir einen kontinuierlichen Skalierungsansatz mit einer Schiebeskala von 0 bis 100. Die Skala wurde von links nach rechts mit den in der Originalstudie verwendeten Skalenbezeichnungen beschriftet: 'stimme nicht zu', 'stimme ein wenig zu', 'stimme mäßig zu', 'stimme sehr zu', 'stimme völlig zu'. Ziel war es, den Grad der Überzeugung von Verschwörungsüberzeugungen in einer für die Teilnehmer klar verständlichen und leicht interpretierbaren Weise zu bewerten (Freeman et al., 2020a). Die präsentierten Überzeugungen waren extrem, mit einer einfachen, wenig kognitiv belastenden Antwortmöglichkeit ("stimme nicht zu"). Die Gesamtscores der spezifischen Verschwörungsüberzeugungen und der allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen wurden durch Mittelwertbildung aller entsprechenden Item-Scores ermittelt (Bereich für beide Gesamtscores: 0-100). Cronbachs Alpha für die allgemeinen und spezifischen Überzeugungs-Subskalen waren ausgezeichnet (α allgemein = 0,97; α spezifisch = 0,98).
Sprunghaftigkeit der Schlussfolgerungen (Jumping-to-conclusions bias)
Die JTC-Verzerrung wurde mit einem etablierten Maß für JTC, der "Fisch-Aufgabe" (z. B. Speechley, Whitman, & Woodward, 2010), bewertet. Den Teilnehmern wurden zwei Seen mit orangen und grauen Fischen gezeigt (See A 80% orange : 20% graue Fische; See B umgekehrtes Verhältnis). Zehn Fische wurden nacheinander gefangen und präsentiert, bis die Teilnehmer entscheiden konnten, aus welchem See die Fische gefangen wurden. Nach jedem gefangenen Fisch wurden die Teilnehmer gebeten, die Wahrscheinlichkeit anzugeben, mit der der Fisch aus See A oder aus See B gefangen worden war (0-100%), und ob sie sich bereits für die Herkunft aller gefangenen Fische entschieden hatten. Alle gefangenen Fische blieben während der gesamten Aufgabe sichtbar, um die Anforderungen an das Arbeitsgedächtnis zu minimieren. Der JTC-Bias wurde gemessen, indem die Anzahl der "Draws to Decision" (DTD; z.B. Andreou, Veckenstedt, Lüdtke, Bozikas, & Moritz, 2018; Moritz et al., 2017) gezählt wurde. Wenn bis zum zehnten Fang keine endgültige Entscheidung für einen der beiden Seen getroffen worden war, wurde DTD mit 11 bewertet. Je höher der DTD-Score, desto niedriger der JTC-Bias.
Cambridge
Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 3"
Verzerrung durch LA
Eine LA-Verzerrung wurde innerhalb des "Fischaufgabe"-Paradigmas über die angegebene Wahrscheinlichkeit (d.h. die "Entscheidungsschwelle") beim Treffen des endgültigen Urteils bewertet. Folglich kann der Rohscore für den LA-Bias von 0 bis 100 reichen, wobei ein niedriger Score einen größeren LA-Bias in Form einer niedrigeren Entscheidungsschwelle repräsentiert (z.B. Klein & Pinkham, 2018; Moritz et al., 2016, 2018)
Voreingenommenheit gegen nicht bestätigende Evidenz
BADE wurde mit der Aufgabe zu fiktiven Szenarien (z.B. Veckenstedt et al., 2011) untersucht, die auf der ursprünglichen BADE-Aufgabe basiert (Eisenacher et al., 2016; Woodward, Moritz, Cuttler, & Whitman, 2006). Den Teilnehmern wurden anfangs mehrdeutige Szenarien präsentiert, die nach und nach eindeutiger wurden. Jeder Versuch begann mit einer mehrdeutigen Aussage, gefolgt von zwei weiteren Aussagen, die eindeutigere Informationen lieferten. Für jedes Szenario wurden vier mögliche Interpretationen vorgegeben (eine wahre, eine absurde und zwei plausible Verlockungen). Nach jeder Aussage wurde der Teilnehmer gebeten, Wahrscheinlichkeitsbewertungen für jede der vier Interpretationen auf einer 11-stufigen Schiebeskala von 0-100% abzugeben. Hohe Punktzahlen entsprachen hohen Zuverlässigkeitsschätzungen. Die BADE wurde berechnet, indem die mittlere Veränderung des Vertrauens von Satz eins bis Satz drei für die Köderinterpretationen berechnet wurde. Insgesamt wurden zwei zufällig gezogene Szenarien (eines mit einer emotionalen Antwortoption, eines mit einer neutralen Antwortoption als wahre Antwort) angezeigt. Diese Entscheidung wurde getroffen, um sowohl ein affektiv geladenes als auch ein neutral geladenes Ergebnisszenario zu erfassen und gleichzeitig die Studienbelastung für die Teilnehmer zu minimieren. Ein Gesamt-BADE-Score wurde durch Mittelwertbildung der BADE-Scores aus beiden Szenarien ermittelt. Ein höherer positiver Wert steht für eine niedrigere BADE, ein höherer negativer Wert für eine höhere BADE.
Möglichkeit der Verwechslung
Hier wurde den Teilnehmern eine zufällige Überzeugung in Bezug auf das Coronavirus präsentiert und sie wurden gebeten, die Wahrscheinlichkeit einzuschätzen, dass sie sich in ihrem Grad der Zustimmung zu dieser bestimmten Überzeugung irren. Die Teilnehmer verwendeten eine Schiebeskala, die von 0 (="sehr unwahrscheinlich") bis 100 (="sehr wahrscheinlich") reichte. Mehrere Studien haben einen solchen "Ein-Item"-Ansatz zur Operationalisierung von PM verwendet (z. B. Dudley et al., 2011; Jolley et al., 2014; So et al., 2012).
Cambridge
Verzerrung durch LA
Eine LA-Verzerrung wurde innerhalb des "Fischaufgabe"-Paradigmas über die angegebene Wahrscheinlichkeit (d.h. die "Entscheidungsschwelle") beim Treffen des endgültigen Urteils bewertet. Folglich kann der Rohscore für den LA-Bias von 0 bis 100 reichen, wobei ein niedriger Score einen größeren LA-Bias in Form einer niedrigeren Entscheidungsschwelle repräsentiert (z.B. Klein & Pinkham, 2018; Moritz et al., 2016, 2018)
Voreingenommenheit gegen nicht bestätigende Evidenz
BADE wurde mit der Aufgabe zu fiktiven Szenarien (z.B. Veckenstedt et al., 2011) untersucht, die auf der ursprünglichen BADE-Aufgabe basiert (Eisenacher et al., 2016; Woodward, Moritz, Cuttler, & Whitman, 2006). Den Teilnehmern wurden anfangs mehrdeutige Szenarien präsentiert, die nach und nach eindeutiger wurden. Jeder Versuch begann mit einer mehrdeutigen Aussage, gefolgt von zwei weiteren Aussagen, die eindeutigere Informationen lieferten. Für jedes Szenario wurden vier mögliche Interpretationen vorgegeben (eine wahre, eine absurde und zwei plausible Verlockungen). Nach jeder Aussage wurde der Teilnehmer gebeten, Wahrscheinlichkeitsbewertungen für jede der vier Interpretationen auf einer 11-stufigen Schiebeskala von 0-100% abzugeben. Hohe Punktzahlen entsprachen hohen Zuverlässigkeitsschätzungen. Die BADE wurde berechnet, indem die mittlere Veränderung des Vertrauens von Satz eins bis Satz drei für die Köderinterpretationen berechnet wurde. Insgesamt wurden zwei zufällig gezogene Szenarien (eines mit einer emotionalen Antwortoption, eines mit einer neutralen Antwortoption als wahre Antwort) angezeigt. Diese Entscheidung wurde getroffen, um sowohl ein affektiv geladenes als auch ein neutral geladenes Ergebnisszenario zu erfassen und gleichzeitig die Studienbelastung für die Teilnehmer zu minimieren. Ein Gesamt-BADE-Score wurde durch Mittelwertbildung der BADE-Scores aus beiden Szenarien ermittelt. Ein höherer positiver Wert steht für eine niedrigere BADE, ein höherer negativer Wert für eine höhere BADE.
Möglichkeit der Verwechslung
Hier wurde den Teilnehmern eine zufällige Überzeugung in Bezug auf das Coronavirus präsentiert und sie wurden gebeten, die Wahrscheinlichkeit einzuschätzen, dass sie sich in ihrem Grad der Zustimmung zu dieser bestimmten Überzeugung irren. Die Teilnehmer verwendeten eine Schiebeskala, die von 0 (="sehr unwahrscheinlich") bis 100 (="sehr wahrscheinlich") reichte. Mehrere Studien haben einen solchen "Ein-Item"-Ansatz zur Operationalisierung von PM verwendet (z. B. Dudley et al., 2011; Jolley et al., 2014; So et al., 2012).
Cambridge
Cambridge Core
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia…
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia - Volume 52 Issue 16
Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 4"
Paranoide Ideation
Paranoide Ideation wurde mit der deutschen Version der Paranoia Checklist (PCL; Lincoln, Peter, Schäfer, & Moritz, 2009; Original von Freeman et al., 2005) erhoben. Die PCL enthält 18 Selbstbericht-Items und ist sensitiv für dimensionales nicht-klinisches Paranoia-Ideal bei gesunden Personen (Freeman et al., 2005). Für jede Aussage bewerteten die Teilnehmer anhand einer 5-Punkte-Likert-Skala (1 = "überhaupt nicht überzeugt", 5 = "sehr überzeugt"), wie überzeugt sie von deren Richtigkeit waren. Ein Gesamtscore für paranoide Ideation wurde durch Aufsummieren aller Item-Scores ermittelt.
Momentan wahrgenommener Stress
Zu explorativen Zwecken und zur Kontrolle potenziell störender Effekte bei der Bewertung von verschwörungsbezogenen Überzeugungen (Swami et al., 2016) und Denkverzerrungen (Moritz, Köther, Hartmann, & Lincoln, 2015) wurde der momentane subjektive Stress mithilfe einer Ein-Item-Skala erfasst ("Wie gestresst fühlen Sie sich im Moment?"; z. B. Bollini, Walker, Hamann, & Kestler, 2004; Clamor, Koenig, Thayer, & Lincoln, 2016). Es wurde eine 10-Punkte-Likert-Skala verwendet (1 = "überhaupt nicht gestresst", 10 = "extrem gestresst").
Cambridge
Paranoide Ideation
Paranoide Ideation wurde mit der deutschen Version der Paranoia Checklist (PCL; Lincoln, Peter, Schäfer, & Moritz, 2009; Original von Freeman et al., 2005) erhoben. Die PCL enthält 18 Selbstbericht-Items und ist sensitiv für dimensionales nicht-klinisches Paranoia-Ideal bei gesunden Personen (Freeman et al., 2005). Für jede Aussage bewerteten die Teilnehmer anhand einer 5-Punkte-Likert-Skala (1 = "überhaupt nicht überzeugt", 5 = "sehr überzeugt"), wie überzeugt sie von deren Richtigkeit waren. Ein Gesamtscore für paranoide Ideation wurde durch Aufsummieren aller Item-Scores ermittelt.
Momentan wahrgenommener Stress
Zu explorativen Zwecken und zur Kontrolle potenziell störender Effekte bei der Bewertung von verschwörungsbezogenen Überzeugungen (Swami et al., 2016) und Denkverzerrungen (Moritz, Köther, Hartmann, & Lincoln, 2015) wurde der momentane subjektive Stress mithilfe einer Ein-Item-Skala erfasst ("Wie gestresst fühlen Sie sich im Moment?"; z. B. Bollini, Walker, Hamann, & Kestler, 2004; Clamor, Koenig, Thayer, & Lincoln, 2016). Es wurde eine 10-Punkte-Likert-Skala verwendet (1 = "überhaupt nicht gestresst", 10 = "extrem gestresst").
Cambridge
Cambridge Core
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia…
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia - Volume 52 Issue 16
Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 5"
Auswertungen
Die Zustimmungsraten von Verschwörungsüberzeugungen wurden deskriptiv berechnet. Um die Zustimmungsraten einzelner Überzeugungen vergleichbar zu Freeman et al. (2020b) zu schätzen, ordneten wir post-hoc die Rohwerte der Skalen zur Bewertung der Überzeugungen einem der fünf Bereiche zu. Werte zwischen 0 und 20 wurden der "1" zugeordnet (entspricht "stimme nicht zu"), Werte zwischen 21 und 40 wurden der "2" zugeordnet (entspricht "stimme ein wenig zu"), und so weiter. Wir berechneten auch die Zustimmungsraten zu den Überzeugungen mit "überhaupt nicht zustimmen" ("0"-Werte). Die 95%-Konfidenzintervalle dieser Zustimmungsraten wurden mittels Bootstrapping mit 1000 Stichproben geschätzt. Dieses Verfahren ermöglicht es, zumindest bis zu einem gewissen Grad Vergleiche mit den von Freeman et al. (2020b) berichteten Schätzungen der Zustimmungsraten zu ziehen, während es gleichzeitig erlaubt, einen kontinuierlich skalierten Rohwert für weitere Analysen beizubehalten. Um die Vergleichbarkeit zu erleichtern, berechneten wir Likert-basierte Gesamtscores pro Subskala, indem wir die Likert-skalierten Scores der entsprechenden Items aufsummierten. Wir berechneten auch kontinuierlich skalierte Zustimmungswerte für einzelne Überzeugungen und Überzeugungs-Subskalen, die immer von 0 bis 100 reichten.
‼️Um unsere Hypothesen bezüglich der Assoziationen von Verschwörungsüberzeugungen mit Denkfehlern und Paranoia zu überprüfen‼️,führten wir multiple Regressionsanalysen durch, um standardisierte und unstandardisierte Regressionskoeffizienten zu ermitteln. In jedem Regressionsmodell kontrollierten wir für demographische Variablen und momentanen subjektiven Stress sowie für paranoide Ideation in den Modellen für H1ab bis H4ab. Exploratorisch testeten wir auch, ob quadratische Beziehungen dieser Voreingenommenheiten und Verschwörungsüberzeugungen die vorliegenden Daten besser erklärten, da z.B. CTs sowohl von Personen mit niedrigem PM als auch von Personen mit hohem PM (die denken könnten, dass sie von Verschwörern in die Irre geführt werden könnten) stark befürwortet werden könnten. Die quadratischen Regressionsmodelle beinhalteten jeweils einen quadrierten Prädiktor. Alle Hypothesentests basierten auf α = 0,05 und wurden mit R (R Core Team, 2020) durchgeführt. Alle Daten wurden öffentlich zugänglich gemacht und können über die Open Science Framework Website (https://osf.io/qg89e/) abgerufen werden.
Ergebnisse
Insgesamt wurden N = 1829 Personen rekrutiert, von denen N = 1684 (92,07 %; im Folgenden als "Vollstichprobe" bezeichnet; N = 1130 deutsche Teilnehmer, N = 554 Schweizer Teilnehmer) Personen vollständige Daten zur Verfügung stellten. Von der ausgeschlossenen Stichprobe wurden die meisten Teilnehmer aufgrund eines vorzeitigen Abbruchs ausgeschlossen und zwei Teilnehmer wurden aufgrund eines einheitlichen Antwortstils über die Items hinweg aus den Analysen ausgeschlossen. Eine Übersicht über die demografischen Informationen der vollständigen Stichprobe ist in Tabelle 1 dargestellt. Die Quote dieser Gruppe entsprach den bevölkerungsbezogenen Quotenvorgaben für Alter und Geschlecht nach Land.
Cambridge
Auswertungen
Die Zustimmungsraten von Verschwörungsüberzeugungen wurden deskriptiv berechnet. Um die Zustimmungsraten einzelner Überzeugungen vergleichbar zu Freeman et al. (2020b) zu schätzen, ordneten wir post-hoc die Rohwerte der Skalen zur Bewertung der Überzeugungen einem der fünf Bereiche zu. Werte zwischen 0 und 20 wurden der "1" zugeordnet (entspricht "stimme nicht zu"), Werte zwischen 21 und 40 wurden der "2" zugeordnet (entspricht "stimme ein wenig zu"), und so weiter. Wir berechneten auch die Zustimmungsraten zu den Überzeugungen mit "überhaupt nicht zustimmen" ("0"-Werte). Die 95%-Konfidenzintervalle dieser Zustimmungsraten wurden mittels Bootstrapping mit 1000 Stichproben geschätzt. Dieses Verfahren ermöglicht es, zumindest bis zu einem gewissen Grad Vergleiche mit den von Freeman et al. (2020b) berichteten Schätzungen der Zustimmungsraten zu ziehen, während es gleichzeitig erlaubt, einen kontinuierlich skalierten Rohwert für weitere Analysen beizubehalten. Um die Vergleichbarkeit zu erleichtern, berechneten wir Likert-basierte Gesamtscores pro Subskala, indem wir die Likert-skalierten Scores der entsprechenden Items aufsummierten. Wir berechneten auch kontinuierlich skalierte Zustimmungswerte für einzelne Überzeugungen und Überzeugungs-Subskalen, die immer von 0 bis 100 reichten.
‼️Um unsere Hypothesen bezüglich der Assoziationen von Verschwörungsüberzeugungen mit Denkfehlern und Paranoia zu überprüfen‼️,führten wir multiple Regressionsanalysen durch, um standardisierte und unstandardisierte Regressionskoeffizienten zu ermitteln. In jedem Regressionsmodell kontrollierten wir für demographische Variablen und momentanen subjektiven Stress sowie für paranoide Ideation in den Modellen für H1ab bis H4ab. Exploratorisch testeten wir auch, ob quadratische Beziehungen dieser Voreingenommenheiten und Verschwörungsüberzeugungen die vorliegenden Daten besser erklärten, da z.B. CTs sowohl von Personen mit niedrigem PM als auch von Personen mit hohem PM (die denken könnten, dass sie von Verschwörern in die Irre geführt werden könnten) stark befürwortet werden könnten. Die quadratischen Regressionsmodelle beinhalteten jeweils einen quadrierten Prädiktor. Alle Hypothesentests basierten auf α = 0,05 und wurden mit R (R Core Team, 2020) durchgeführt. Alle Daten wurden öffentlich zugänglich gemacht und können über die Open Science Framework Website (https://osf.io/qg89e/) abgerufen werden.
Ergebnisse
Insgesamt wurden N = 1829 Personen rekrutiert, von denen N = 1684 (92,07 %; im Folgenden als "Vollstichprobe" bezeichnet; N = 1130 deutsche Teilnehmer, N = 554 Schweizer Teilnehmer) Personen vollständige Daten zur Verfügung stellten. Von der ausgeschlossenen Stichprobe wurden die meisten Teilnehmer aufgrund eines vorzeitigen Abbruchs ausgeschlossen und zwei Teilnehmer wurden aufgrund eines einheitlichen Antwortstils über die Items hinweg aus den Analysen ausgeschlossen. Eine Übersicht über die demografischen Informationen der vollständigen Stichprobe ist in Tabelle 1 dargestellt. Die Quote dieser Gruppe entsprach den bevölkerungsbezogenen Quotenvorgaben für Alter und Geschlecht nach Land.
Cambridge
OSF
Study 1: Endorsement rates and cross-sectional associations
Study materials for study with the following publication noscript: "Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia". (https://doi.org/10.1017/ S0033291721001124)
Hosted…
Hosted…
"Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 6"
Befürwortungsraten von Coronavirus-bezogenen Verschwörungsüberzeugungen
Kontinuierlich skalierte Befürwortung von Überzeugungen
Im Durchschnitt wurden Verschwörungsüberzeugungen mit eher niedrigen Werten bestätigt (M = 17,41, s.d. = 24,41, Bereich: 0-100). Nur 0,89% der Teilnehmer stimmten überhaupt keiner Verschwörungsüberzeugung zu (d.h. M = 0,00). Ähnliche Ergebnisse ergaben sich, wenn die Skepsis-Items weggelassen wurden (1,37% der Teilnehmer mit null Zustimmung). Von allen Überzeugungen wurden Verschwörungsüberzeugungen des Skeptizismus (Items sc2 und sc3) und solche, die sich auf die Ursache des Virus beziehen (Item c2), mit den höchsten Werten bestätigt (Tabelle 2). Wir fanden heraus, dass sich die Zustimmung zu spezifischen, aber nicht zu allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen je nach Land leicht unterscheidet: Schweizer Teilnehmer gaben eine größere Zustimmung zu spezifischen Verschwörungsüberzeugungen an (MdnSchweiz = 5,6, MdnDeutschland = 4,3; Tabelle 3).
Likert-skalierte Befürwortung von Überzeugungen
Der mittlere Gesamtwert der spezifischen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 44,96 (s.d. = 23,09), der mittlere Gesamtwert der allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 34,20 (s.d. = 17,91). Ein durchschnittlicher allgemeiner und spezifischer Verschwörungsglaube wurde von 14,49% (95% CI 11,80-17,23) bzw. 6,32% (95% CI 5,28-7,37) stark befürwortet (angegeben durch die Befürwortung von mindestens "viel") (Tabelle 2). Bei beiden Arten von Überzeugungen stimmten 9,32% (95% CI 7,68-10,96) einer Verschwörungsüberzeugung zumindest stark zu. Weitere 19,99% (95% CI 17,92-22,10) stimmten einer Verschwörungsüberzeugung in gewissem Maße zu (angegeben durch die Zustimmung "ein wenig" oder "mäßig"). Ein ähnlicher Prozentsatz der Schweizer [9,94% (95% CI 8,38-11,42)] und deutschen [9,03% (95% CI 7,40-10,59)] Teilnehmer stimmte einer der untersuchten Verschwörungsüberzeugungen zumindest stark zu.
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Demographie und Stress
Wie erwartet fanden wir Hinweise darauf, dass sowohl die Befürwortung allgemeiner als auch spezifischer Verschwörungsüberzeugungen mit einem jüngeren Alter [r s_gen (1682) = -0,07, p = 0,007; r s_spec(1682) = -0,10, p < 0,001] und einem niedrigeren Bildungsniveau [r s_gen(1682) = -0,21, p < 0,001; r s_spec (1682) = -0,18, p < 0,001] verbunden war. Die Befürwortung von Überzeugungen war nicht mit dem Geschlecht assoziiert [r s_gen(1682) = 0.01, p = 0.713; r s_spec (1682) = -0.00, p = 0.902], aber mit höherem momentanen Stress [r s_gen(1682) = 0.16, p < 0.001; r s_spec (1682) = 0.19, p < 0.001]. Auch eine Tendenz zu extremen politischen Orientierungen sagte eine größere Zustimmung zu beiden allgemeinen [linearer Term: b = -36.26, t(1678) = -0.78, p = 0.433; quadratischer Term: b = 16. 07, t(1678) = -2.70, p = 0.007] und spezifischen [linearer Term: b = -77.34, t(1678) = -1.24, p = 0.315; quadratischer Term: b = 20.40, t(1678) = 2.55, p = 0.01] Verschwörungsüberzeugungen in jedem Regressionsmodell.
Cambridge
Befürwortungsraten von Coronavirus-bezogenen Verschwörungsüberzeugungen
Kontinuierlich skalierte Befürwortung von Überzeugungen
Im Durchschnitt wurden Verschwörungsüberzeugungen mit eher niedrigen Werten bestätigt (M = 17,41, s.d. = 24,41, Bereich: 0-100). Nur 0,89% der Teilnehmer stimmten überhaupt keiner Verschwörungsüberzeugung zu (d.h. M = 0,00). Ähnliche Ergebnisse ergaben sich, wenn die Skepsis-Items weggelassen wurden (1,37% der Teilnehmer mit null Zustimmung). Von allen Überzeugungen wurden Verschwörungsüberzeugungen des Skeptizismus (Items sc2 und sc3) und solche, die sich auf die Ursache des Virus beziehen (Item c2), mit den höchsten Werten bestätigt (Tabelle 2). Wir fanden heraus, dass sich die Zustimmung zu spezifischen, aber nicht zu allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen je nach Land leicht unterscheidet: Schweizer Teilnehmer gaben eine größere Zustimmung zu spezifischen Verschwörungsüberzeugungen an (MdnSchweiz = 5,6, MdnDeutschland = 4,3; Tabelle 3).
Likert-skalierte Befürwortung von Überzeugungen
Der mittlere Gesamtwert der spezifischen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 44,96 (s.d. = 23,09), der mittlere Gesamtwert der allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 34,20 (s.d. = 17,91). Ein durchschnittlicher allgemeiner und spezifischer Verschwörungsglaube wurde von 14,49% (95% CI 11,80-17,23) bzw. 6,32% (95% CI 5,28-7,37) stark befürwortet (angegeben durch die Befürwortung von mindestens "viel") (Tabelle 2). Bei beiden Arten von Überzeugungen stimmten 9,32% (95% CI 7,68-10,96) einer Verschwörungsüberzeugung zumindest stark zu. Weitere 19,99% (95% CI 17,92-22,10) stimmten einer Verschwörungsüberzeugung in gewissem Maße zu (angegeben durch die Zustimmung "ein wenig" oder "mäßig"). Ein ähnlicher Prozentsatz der Schweizer [9,94% (95% CI 8,38-11,42)] und deutschen [9,03% (95% CI 7,40-10,59)] Teilnehmer stimmte einer der untersuchten Verschwörungsüberzeugungen zumindest stark zu.
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Demographie und Stress
Wie erwartet fanden wir Hinweise darauf, dass sowohl die Befürwortung allgemeiner als auch spezifischer Verschwörungsüberzeugungen mit einem jüngeren Alter [r s_gen (1682) = -0,07, p = 0,007; r s_spec(1682) = -0,10, p < 0,001] und einem niedrigeren Bildungsniveau [r s_gen(1682) = -0,21, p < 0,001; r s_spec (1682) = -0,18, p < 0,001] verbunden war. Die Befürwortung von Überzeugungen war nicht mit dem Geschlecht assoziiert [r s_gen(1682) = 0.01, p = 0.713; r s_spec (1682) = -0.00, p = 0.902], aber mit höherem momentanen Stress [r s_gen(1682) = 0.16, p < 0.001; r s_spec (1682) = 0.19, p < 0.001]. Auch eine Tendenz zu extremen politischen Orientierungen sagte eine größere Zustimmung zu beiden allgemeinen [linearer Term: b = -36.26, t(1678) = -0.78, p = 0.433; quadratischer Term: b = 16. 07, t(1678) = -2.70, p = 0.007] und spezifischen [linearer Term: b = -77.34, t(1678) = -1.24, p = 0.315; quadratischer Term: b = 20.40, t(1678) = 2.55, p = 0.01] Verschwörungsüberzeugungen in jedem Regressionsmodell.
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Cambridge Core
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia…
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia - Volume 52 Issue 16
"Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 7"
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Argumentationsverzerrungen und Paranoia
Likert-skalierte Befürwortung von Überzeugungen
Der mittlere Gesamtwert der spezifischen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 44,96 (s.d. = 23,09), der mittlere Gesamtwert der allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 34,20 (s.d. = 17,91). Ein durchschnittlicher allgemeiner und spezifischer Verschwörungsglaube wurde von 14,49% (95% CI 11,80-17,23) bzw. 6,32% (95% CI 5,28-7,37) stark befürwortet (angegeben durch die Befürwortung von mindestens "viel") (Tabelle 2). Bei beiden Arten von Überzeugungen stimmten 9,32% (95% CI 7,68-10,96) einer Verschwörungsüberzeugung zumindest stark zu. Weitere 19,99% (95% CI 17,92-22,10) stimmten einer Verschwörungsüberzeugung in gewissem Maße zu (angegeben durch die Zustimmung "ein wenig" oder "mäßig"). Ein ähnlicher Prozentsatz der Schweizer [9,94% (95% CI 8,38-11,42)] und deutschen [9,03% (95% CI 7,40-10,59)] Teilnehmer stimmte einer der untersuchten Verschwörungsüberzeugungen zumindest stark zu.
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Demographie und Stress
Wie erwartet fanden wir Hinweise darauf, dass sowohl die Befürwortung allgemeiner als auch spezifischer Verschwörungsüberzeugungen mit einem jüngeren Alter [r s_gen (1682) = -0,07, p = 0,007; r s_spec(1682) = -0,10, p < 0,001] und einem niedrigeren Bildungsniveau [r s_gen(1682) = -0,21, p < 0,001; r s_spec (1682) = -0,18, p < 0,001] verbunden war. Die Befürwortung von Überzeugungen war nicht mit dem Geschlecht assoziiert [r s_gen(1682) = 0.01, p = 0.713; r s_spec (1682) = -0.00, p = 0.902], aber mit höherem momentanen Stress [r s_gen(1682) = 0.16, p < 0.001; r s_spec (1682) = 0.19, p < 0.001]. Auch eine Tendenz zu extremen politischen Orientierungen sagte eine größere Zustimmung zu beiden allgemeinen [linearer Term: b = -36.26, t(1678) = -0.78, p = 0.433; quadratischer Term: b = 16. 07, t(1678) = -2.70, p = 0.007] und spezifischen [linearer Term: b = -77.34, t(1678) = -1.24, p = 0.315; quadratischer Term: b = 20.40, t(1678) = 2.55, p = 0.01] Verschwörungsüberzeugungen in jedem Regressionsmodell.
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Argumentationsverzerrungen und Paranoia
Unsere Hypothesen 1ab, 2b, 4ab und 5ab bestätigend, sagten eine größere JTC-Verzerrung (angezeigt durch eine niedrigere DTD), eine größere BADE (ein positiver Wert zeigt eine niedrige BADE an; nur für spezifische Überzeugungen), eine größere LA-Verzerrung (angezeigt durch eine niedrigere Entscheidungsschwelle) und eine erhöhte Paranoia-Ideation in statistischen Modellen eine größere Zustimmung zu allgemeinen und spezifischen Coronavirus-bezogenen Verschwörungsüberzeugungen voraus (Tabelle 4). Die Hypothesen 2a und 3ab wurden nicht bestätigt: Die Ergebnisse zeigten, dass BADE die Zustimmung zu allgemeinen Coronavirus-bezogenen Verschwörungsüberzeugungen nicht vorhersagte und dass eine angegebene höhere Wahrscheinlichkeit, sich zu irren, statistisch eine größere Zustimmung zu allgemeinen und spezifischen Verschwörungsüberzeugungen vorhersagte.
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Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Argumentationsverzerrungen und Paranoia
Likert-skalierte Befürwortung von Überzeugungen
Der mittlere Gesamtwert der spezifischen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 44,96 (s.d. = 23,09), der mittlere Gesamtwert der allgemeinen Verschwörungsüberzeugungen für die Likert-skalierte Befürwortung betrug 34,20 (s.d. = 17,91). Ein durchschnittlicher allgemeiner und spezifischer Verschwörungsglaube wurde von 14,49% (95% CI 11,80-17,23) bzw. 6,32% (95% CI 5,28-7,37) stark befürwortet (angegeben durch die Befürwortung von mindestens "viel") (Tabelle 2). Bei beiden Arten von Überzeugungen stimmten 9,32% (95% CI 7,68-10,96) einer Verschwörungsüberzeugung zumindest stark zu. Weitere 19,99% (95% CI 17,92-22,10) stimmten einer Verschwörungsüberzeugung in gewissem Maße zu (angegeben durch die Zustimmung "ein wenig" oder "mäßig"). Ein ähnlicher Prozentsatz der Schweizer [9,94% (95% CI 8,38-11,42)] und deutschen [9,03% (95% CI 7,40-10,59)] Teilnehmer stimmte einer der untersuchten Verschwörungsüberzeugungen zumindest stark zu.
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Demographie und Stress
Wie erwartet fanden wir Hinweise darauf, dass sowohl die Befürwortung allgemeiner als auch spezifischer Verschwörungsüberzeugungen mit einem jüngeren Alter [r s_gen (1682) = -0,07, p = 0,007; r s_spec(1682) = -0,10, p < 0,001] und einem niedrigeren Bildungsniveau [r s_gen(1682) = -0,21, p < 0,001; r s_spec (1682) = -0,18, p < 0,001] verbunden war. Die Befürwortung von Überzeugungen war nicht mit dem Geschlecht assoziiert [r s_gen(1682) = 0.01, p = 0.713; r s_spec (1682) = -0.00, p = 0.902], aber mit höherem momentanen Stress [r s_gen(1682) = 0.16, p < 0.001; r s_spec (1682) = 0.19, p < 0.001]. Auch eine Tendenz zu extremen politischen Orientierungen sagte eine größere Zustimmung zu beiden allgemeinen [linearer Term: b = -36.26, t(1678) = -0.78, p = 0.433; quadratischer Term: b = 16. 07, t(1678) = -2.70, p = 0.007] und spezifischen [linearer Term: b = -77.34, t(1678) = -1.24, p = 0.315; quadratischer Term: b = 20.40, t(1678) = 2.55, p = 0.01] Verschwörungsüberzeugungen in jedem Regressionsmodell.
Assoziationen zwischen Verschwörungsüberzeugungen, Argumentationsverzerrungen und Paranoia
Unsere Hypothesen 1ab, 2b, 4ab und 5ab bestätigend, sagten eine größere JTC-Verzerrung (angezeigt durch eine niedrigere DTD), eine größere BADE (ein positiver Wert zeigt eine niedrige BADE an; nur für spezifische Überzeugungen), eine größere LA-Verzerrung (angezeigt durch eine niedrigere Entscheidungsschwelle) und eine erhöhte Paranoia-Ideation in statistischen Modellen eine größere Zustimmung zu allgemeinen und spezifischen Coronavirus-bezogenen Verschwörungsüberzeugungen voraus (Tabelle 4). Die Hypothesen 2a und 3ab wurden nicht bestätigt: Die Ergebnisse zeigten, dass BADE die Zustimmung zu allgemeinen Coronavirus-bezogenen Verschwörungsüberzeugungen nicht vorhersagte und dass eine angegebene höhere Wahrscheinlichkeit, sich zu irren, statistisch eine größere Zustimmung zu allgemeinen und spezifischen Verschwörungsüberzeugungen vorhersagte.
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Cambridge Core
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia…
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia - Volume 52 Issue 16
"Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 8"
Ergebnisse
Etwa 10 % unserer Stichprobe stimmten Coronavirus-bezogenen CT-Überzeugungen zumindest stark zu, weitere 20 % bis zu einem gewissen Grad. Die Gesamtzustimmung war ähnlich wie in einer britischen Studie beobachtet (Freeman et al., 2020b). Höhere Werte der Befürwortung von Verschwörungsüberzeugungen waren mit größerer JTC, größerer LA, größerer BADE, höherer PM und größerer paranoider Ideation assoziiert. Die Assoziationen waren meist klein bis moderat und wurden am besten durch nicht-lineare Beziehungen beschrieben.
Schlussfolgerungen
Ein beachtlicher Anteil unserer in Deutschland und der deutschsprachigen Schweiz rekrutierten Stichprobe befürwortete stark oder bis zu einem gewissen Grad Coronavirus-Verschwörungsüberzeugungen. Diese Überzeugungen sind mit Denkverzerrungen verbunden, die in der Wahnforschung untersucht wurden. Der Ansatz der Nicht-Wahrscheinlichkeitsstichprobe schränkt die Verallgemeinerbarkeit der Ergebnisse ein. Zukünftige longitudinale und experimentelle Studien, die Verschwörungsüberzeugungen entlang der Argumentationslinien untersuchen, werden empfohlen, um Argumentationsfehler als Risikofaktoren zu validieren.
Cambridge
Ergebnisse
Etwa 10 % unserer Stichprobe stimmten Coronavirus-bezogenen CT-Überzeugungen zumindest stark zu, weitere 20 % bis zu einem gewissen Grad. Die Gesamtzustimmung war ähnlich wie in einer britischen Studie beobachtet (Freeman et al., 2020b). Höhere Werte der Befürwortung von Verschwörungsüberzeugungen waren mit größerer JTC, größerer LA, größerer BADE, höherer PM und größerer paranoider Ideation assoziiert. Die Assoziationen waren meist klein bis moderat und wurden am besten durch nicht-lineare Beziehungen beschrieben.
Schlussfolgerungen
Ein beachtlicher Anteil unserer in Deutschland und der deutschsprachigen Schweiz rekrutierten Stichprobe befürwortete stark oder bis zu einem gewissen Grad Coronavirus-Verschwörungsüberzeugungen. Diese Überzeugungen sind mit Denkverzerrungen verbunden, die in der Wahnforschung untersucht wurden. Der Ansatz der Nicht-Wahrscheinlichkeitsstichprobe schränkt die Verallgemeinerbarkeit der Ergebnisse ein. Zukünftige longitudinale und experimentelle Studien, die Verschwörungsüberzeugungen entlang der Argumentationslinien untersuchen, werden empfohlen, um Argumentationsfehler als Risikofaktoren zu validieren.
Cambridge
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Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia…
Coronavirus conspiracy beliefs in the German-speaking general population: endorsement rates and links to reasoning biases and paranoia - Volume 52 Issue 16
Wir werden mal fix ein paar Ansatzpunkte liefern, weshalb diese gesamte Studie nur ein schlechter Witz sein kann:
a) geht sie exakt von dem geschaffenen Wissen der letzten 75 - 100 Jahre aus...
b) erkennt sie keinerlei Argumente und evidenz - und faktenbelegte Tatsachen an, die außerhalb der narrativen Sprechblase des Establishment existieren
c) ist bereits mit dem Faktum, dass die Begriffserklärung "Verschwörungstheorie" und die historische Entwicklung dieser Begrifflichkeit in dieser dümmlichen Linksagenda nicht vorkommt, eine totale Disqualifikation dieser Scheinstudie
d) ist unlängst aus historischen Archiven zu entnehmen, dass 95 Prozent dessen, was wir aufgreifen belegbar sind und die restlichen 5 Prozent wir dieser Tage Stück für Stück ans Licht rücken.
e) kann eine solche Studie nicht ernst zu nehmen sein, wenn faktisch bereits die nackten Zahlen der Untersterblichkeit (Berufung auf Statis de und Bundesamt für Statistik) gegen eine Pandemie sprechen.
Zur kompletten Studie übersetzt
Cambridge
a) geht sie exakt von dem geschaffenen Wissen der letzten 75 - 100 Jahre aus...
b) erkennt sie keinerlei Argumente und evidenz - und faktenbelegte Tatsachen an, die außerhalb der narrativen Sprechblase des Establishment existieren
c) ist bereits mit dem Faktum, dass die Begriffserklärung "Verschwörungstheorie" und die historische Entwicklung dieser Begrifflichkeit in dieser dümmlichen Linksagenda nicht vorkommt, eine totale Disqualifikation dieser Scheinstudie
d) ist unlängst aus historischen Archiven zu entnehmen, dass 95 Prozent dessen, was wir aufgreifen belegbar sind und die restlichen 5 Prozent wir dieser Tage Stück für Stück ans Licht rücken.
e) kann eine solche Studie nicht ernst zu nehmen sein, wenn faktisch bereits die nackten Zahlen der Untersterblichkeit (Berufung auf Statis de und Bundesamt für Statistik) gegen eine Pandemie sprechen.
Zur kompletten Studie übersetzt
Cambridge
Mut zur Analyse, Mut zur Befreiung
Wir werden mal fix ein paar Ansatzpunkte liefern, weshalb diese gesamte Studie nur ein schlechter Witz sein kann: a) geht sie exakt von dem geschaffenen Wissen der letzten 75 - 100 Jahre aus... b) erkennt sie keinerlei Argumente und evidenz - und faktenbelegte…
f) Ist bereits die selektive und auf absolut theoretischer Pseudowissenschaft basierende Selektionsmethodik ein riesen Witz: "Normale Wahrnehmung" ist hierbei nämlich das Problem: Wie viele Menschen gibt es wohl, die sich immer noch als "normal" betiteln, artig die Maske tragen und der Tagesschau ihre gesamte Aufmerksamkeit widmen?
Was soll diese Studie also beweisen, außer dass wir schon so gefährlich zu sein scheinen, dass gerade ein Konsenz geformt werden soll, unter dessen Vorwand man uns in die Psychiatrie stecken will.....
Übrigens kamen selbe Scheinpsychologen supported by WHO und dem jeweiligen gewünschten polit. Narrativ und anerkannt durch geisteskranke "Normmentalität" ja auch ihrer Zeit zu dem Schluss, dass Homosexualität als Geisteskrankheit galt, bis dann 1990 die WHO beschloss es zu streichen.
Zur kompletten Studie übersetzt
Cambridge
Was soll diese Studie also beweisen, außer dass wir schon so gefährlich zu sein scheinen, dass gerade ein Konsenz geformt werden soll, unter dessen Vorwand man uns in die Psychiatrie stecken will.....
Übrigens kamen selbe Scheinpsychologen supported by WHO und dem jeweiligen gewünschten polit. Narrativ und anerkannt durch geisteskranke "Normmentalität" ja auch ihrer Zeit zu dem Schluss, dass Homosexualität als Geisteskrankheit galt, bis dann 1990 die WHO beschloss es zu streichen.
Zur kompletten Studie übersetzt
Cambridge
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Mut zur Analyse, Mut zur Befreiung
"Coronavirus-Verschwörungsglauben in der deutschsprachigen Allgemeinbevölkerung: Zustimmungsraten und Zusammenhänge mit Argumentationsverzerrungen und Paranoia Teil 1"
Wenn linke Überzeugungstäter, jung naiv, oder alt verbittert, was bei Cambridge veröffentlichen…
Wenn linke Überzeugungstäter, jung naiv, oder alt verbittert, was bei Cambridge veröffentlichen…
Mut zur Analyse, Mut zur Befreiung
f) Ist bereits die selektive und auf absolut theoretischer Pseudowissenschaft basierende Selektionsmethodik ein riesen Witz: "Normale Wahrnehmung" ist hierbei nämlich das Problem: Wie viele Menschen gibt es wohl, die sich immer noch als "normal" betiteln,…
Und noch ein Witz zum Thema "Konsenz" wie bereits des Öfteren angerissen, lassen diese dämlich Akademikertanten (pardon, anders kann man solche Pseudofaktenerfinder nicht mehr betiteln) mal wieder komplett die Erkenntnisse des Milgram-Experimentes weg und ignorieren das Wellen-Experiment.
Forwarded from Elsa Mittmannsgruber
GEGENÜBERSTELLUNG COVID-TOTE nach Impfung und Covid-Tote Gesamtbevölkerung
Auszüge aus dem Artikel:
➡️ "Ebenfalls fällt erschreckend auf, dass die CFR (Case Fatality Rate), also die Todesrate der bekannten Fälle, bei den zweifach Geimpften 4,3 Mal so hoch ist wie im Durchschnittszeitraum bei der Gesamtbevölkerung und immerhin 2,3 Mal so hoch, wenn der maximale Zeitraum betrachtet würde."
➡️ "Es zeigt sich, dass, wenn man unter den zweifach Geimpften sowohl die Covid-Todesfälle als auch tödliche Verdachtsfälle durch die Impfung zusammen betrachtet, sich ein höherer Gesamtanteil an Todesfällen ergibt. Und zwar sowohl im Vergleich zur Gesamtbevölkerung als auch zur Bevölkerung ab 60 Jahren."
➡️ "Ein positiver Nutzen der Impfungen ist hier bisher zumindest nicht erkennbar. Die Vermutung des Gegenteils liegt nahe."
https://coronakrise-blog.jimdofree.com/start/10-04-21-sieben-covid-tote-trotz-zweifacher-impfung/
Artikel dazu auf Wochenblick.at: https://www.wochenblick.at/schock-sieben-menschen-trotz-zweifach-impfung-an-corona-gestorben/
—
Auszüge aus dem Artikel:
➡️ "Ebenfalls fällt erschreckend auf, dass die CFR (Case Fatality Rate), also die Todesrate der bekannten Fälle, bei den zweifach Geimpften 4,3 Mal so hoch ist wie im Durchschnittszeitraum bei der Gesamtbevölkerung und immerhin 2,3 Mal so hoch, wenn der maximale Zeitraum betrachtet würde."
➡️ "Es zeigt sich, dass, wenn man unter den zweifach Geimpften sowohl die Covid-Todesfälle als auch tödliche Verdachtsfälle durch die Impfung zusammen betrachtet, sich ein höherer Gesamtanteil an Todesfällen ergibt. Und zwar sowohl im Vergleich zur Gesamtbevölkerung als auch zur Bevölkerung ab 60 Jahren."
➡️ "Ein positiver Nutzen der Impfungen ist hier bisher zumindest nicht erkennbar. Die Vermutung des Gegenteils liegt nahe."
https://coronakrise-blog.jimdofree.com/start/10-04-21-sieben-covid-tote-trotz-zweifacher-impfung/
Artikel dazu auf Wochenblick.at: https://www.wochenblick.at/schock-sieben-menschen-trotz-zweifach-impfung-an-corona-gestorben/
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coronakrise-blogs Webseite!
Sieben Covid-Tote trotz zweifacher Impfung in Mecklenburg Vorpommern
Thorsten Wiethölter, 10.04.2021
Forwarded from Q7 4 YOU
1Q.7.2Q19 hatte Merkill den 3. Zitteranfall
Das waren ihre letzten Tage unter uns😉💪💛⬇️🧐
https://youtu.be/tYBwkqe85T8
Am 31.8.2Q19 also den Monat darauf hat die Doppelgängerin 17 Doktortitel bekommen⬇️🧐
https://m.bild.de/regional/leipzig/leipzig-news/angela-merkel-kanzlerin-erhaelt-17-ehrendoktortitel-in-leipzig-64326352.bildMobile.html
Vergleichsbilder gibt es genügend. Am besten an den Ohren zu erkennen 😉
Was die Zahl 17 bedeutet erklärt Veikko super hier im Video⬇️🧐
https://news.1rj.ru/str/Q74You/4121
Und jetzt aktuell rennen 17 Hasen bei der Wrestling Show auf der Bühne rum.
Follow the white Rabbit‼️ sagt Q😉🕺🏽💃🕺🏽💃🥂🍻
Was geht in dem Moment durch Deinen Kopf❓
WWG1WGA
Hier ist der Einstieg in die Anon Welt für unsere neuen Besucher
⬇️⬇️⬇️⬇️🧐
https://news.1rj.ru/str/Q74You/4141
⬆️⬆️⬆️⬆️🧐
Der Q-Plan ist Next Level 😉
Ich helfe Dir dabei den Q-Plan zu verstehen und wenn Du mich dabei unterstützen möchtest, findest Du in der Kanal Beschreibung die Möglichkeit 💛
Dann macht es mir auch mehr Spaß 💃🕺🏽🥂🍻
Danke Dein Q74You
Das waren ihre letzten Tage unter uns😉💪💛⬇️🧐
https://youtu.be/tYBwkqe85T8
Am 31.8.2Q19 also den Monat darauf hat die Doppelgängerin 17 Doktortitel bekommen⬇️🧐
https://m.bild.de/regional/leipzig/leipzig-news/angela-merkel-kanzlerin-erhaelt-17-ehrendoktortitel-in-leipzig-64326352.bildMobile.html
Vergleichsbilder gibt es genügend. Am besten an den Ohren zu erkennen 😉
Was die Zahl 17 bedeutet erklärt Veikko super hier im Video⬇️🧐
https://news.1rj.ru/str/Q74You/4121
Und jetzt aktuell rennen 17 Hasen bei der Wrestling Show auf der Bühne rum.
Follow the white Rabbit‼️ sagt Q😉🕺🏽💃🕺🏽💃🥂🍻
Was geht in dem Moment durch Deinen Kopf❓
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Danke Dein Q74You