PSYKOLOGISKE ASSSESSMENT
Gyldighed undersøgelse af Beck Anxiety Inventory (portugisisk version) af Rasch Rating Scale model
Estudo de validade da versão portuguesa do Beck Anxiety Inventory mediante o modelo Rasch Rating Scale
Sónia QuintãoI; Ana R., DelgadoII; Gerardo PrietoII
ICedoc, Departamento de Saúde Mentale, Faculdade de Ciências Médicas, Universidade Nova de Lisboa, Lisboa, Portugal
IIUniversidade de Salamanca, Salamanca, Espanha
Endereço para correspondência
ABSTRAKT
Vores mål var at gennemføre en validering undersøgelse af den portugisiske version af Beck Anxiety Inventory (BAI) ved hjælp af Rasch Rating Scale Model, og derefter sammenligne det med de mest anvendte skalaer for angst i Portugal. Prøven bestod af 1.160 voksne (427 mænd og 733 kvinder) i alderen 18-82 år (M=33,39; SD=11,85)., Instrumenter var Beck angst opgørelse, State-Trait angst opgørelse og Selfung Self-Rating angst skala. Det blev konstateret, at Beck angst Inventory system af fire kategorier, datamodellen passer, og folk pålidelighed var tilstrækkelig. Foranstaltningen kan betragtes som endimensionel. Køn og aldersrelaterede forskelle var ikke en trussel mod gyldigheden. BAI korrelerede markant med andre angstforanstaltninger. Afslutningsvis viser BAI god psykometrisk kvalitet.nøgleord: angst, vurdering, Beck angst opgørelse, psykometri, Rasch Rating Scale Model.,
abstrakt
målet var at validere den portugisiske version af Beck Anxiety Inventory (BAI) ved hjælp af Rasch-Rating Skala model og sammenligne den med den mest anvendte angst skalaer i Portugal. Prøven bestod af 1160 voksne (427 mænd og 733 kvinder) i alderen 18-82 år (M = 33.39; SD = 11.85). De anvendte instrumenter var: BAI, State-Trait angst opgørelse og Anxietyung angst skala. Det blev konstateret, at fire-kategorisystemet, justeringen af dataene til modellen og folks troskab var tilstrækkelig. Målingen er endimensionel., Køn og aldersrelaterede forskelle var ikke trusler mod gyldigheden. BAI korrelerer markant med andre angstforanstaltninger. Det konkluderes, at instrumentet har god psykometrisk kvalitet. nøgleord: angst, vurdering, Beck angst opgørelse, psykometri, Rasch Rating Scale Model.
Angst er en udbredt følelsesmæssig lidelse, der griber ind med psykosocial funktion (Balestrieri, Isola, Quartaroli, Roncolato, & Bellantuono, 2010)., Det er således ikke overraskende, at de fleste angstvurderingsværktøjer er udviklet i kliniske omgivelser.
Angstmåleinstrumenter kan klassificeres i dem, der kun vurderer de neurovegetative komponenter i den ængstelige respons og dem, der kombinerer evalueringen af fysiologiske komponenter med de kognitive og adfærdsmæssige komponenter. Beck-angstbeholdningen (BAI; Beck, Epstein, bro .n, & Steer, 1988) er en af de mest anvendte kliniske vurderingsskalaer. I tidligere undersøgelser har BAI-score vist høj intern konsistens med Cronbach α af .,92 og moderat test-retest pålidelighed i en uge med r = .75. BAI diskriminerede grupper diagnosticeret som ængstelige (paniklidelser, generaliseret angst osv.) fra grupper diagnosticeret som ikke ængstelig (større depression, atypisk depression osv.).
i undersøgelsen af den brasilianske BAI-version havde skalaen tilstrækkelig pålidelighed med en Cronbach α af .91 for psykiatriske prøver,.86 for kliniske prøver, og .86 for ikke-kliniske prøver. Korrelationen mellem test og retest med en uges forskel varierede fra .53 for en prøve på 115 studerende og .,99 for en stikprøve på 65 personer af den generelle befolkning (Cunha, 2001). En anden undersøgelse (San. & Navarro, 2003) undersøgte de psykometriske egenskaber ved en spansk BAI-version i en prøve af 590 spanske universitetsstuderende. BAI viste et højt niveau af intern konsistens, med en Cronbach α af .88 og faktoranalyser afslørede en dimension dannet af to meget indbyrdes forbundne faktorer, svarende til somatiske og afektive kognitive symptomer., Ved at tage DSM-IV som standard var gyldigheden af BAI-indhold passende, fordi deres genstande dækkede 45% af symptomatiske kriterier, der var specifikke for angstlidelser, og 78% af symptomerne på panikanfald.
for Leyfer, Ruberg and .oodruff-Borden (2006) er BAI ikke et diagnostisk værktøj, men dets kortfattethed og enkelhed gør det til et ideelt instrument til brug som prætest for tilstedeværelse af angstlidelse., State-Trait anxiety Inventory (STAI; gaden spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970) er en af de selvevaluering instrumenter, der mest anvendes internationalt (Andrade & Gorenstein, 1998). I tidligere undersøgelser, Cronbach alpha har vist sig at variere fra .86 til .95 for subscale STAI-State, og fra .89 til .91 for STAI-trait (Spielberger et al., 1970), hvis score har fremragende test-retest pålidelighed i flere tidsintervaller (Barnes, Harp, & Jung, 2002)., Scoringer fra Anxietyung an Anxietyiety Scale (1971ung, 1971) har også vist tilstrækkelig intern konsistens. Zung og BAI måler lignende konstruktioner med vægt på de somatiske aspekter af angst.
formålet med denne undersøgelse var at validere BAI i Portugal med en moderne psykometriske model og derefter køre en sammenligning af BAI, STAI træk, STAI State og Zung, de mest anvendte skalaer for angst i Portugal., De begrænsninger af klassisk test teori, er den sædvanlige model for konstruktion og analyse af prøver, har ført til fremkomsten af alternative modeller, hvoraf en af de mest påholdende er Rasch-modellen, som giver conjoint måling af personer og genstande (Bond & Fox, 2001; Rasch, 1960). En kendt udvidelse af denne model for polytomous data Rating Scale Model (Andrich, 1978; Prieto, Delgado, Perea, & Ladera, 2010; Stone, 2003)., For at opfylde vores mål, vi havde til at analysere de svar kategorier, estimere modellens parametre, deres præcision og graden af fit, teste omfanget dimensionalitet og differentiel item funktion, og korrelere resultaterne fra BAI, træk, STAI, Stat STAI og Zung.
Metode
Deltagere:
Instrumenter
Vi har brugt en demografisk spørgeskema designet til den forskning, der bliver spurgt om køn, alder, bopæl, etnicitet, uddannelse, religion og status, og den følgende angst instrumenter:
Beck Anxiety Inventory (BAI; Beck et al., 1988)., Den består af 21 elementer, som er udsagn beskrivende af angstsymptomer, som deltagerne skal evaluere med henvisning til sig selv, i en Likert-skala på 4 point. Det mulige udvalg af samlede score går fra 0 til 63 (Beck et al., 1988; Cunha, 2001).
State-Trait angst Inventory (STAI trait, STAI state; Spielberger et al., 1970). Dette spørgeskema er sammensat af to blokke med 20 udsagn, evalueret i en firepunkts Likert-skala. Form 1, STAI-tilstand, evaluerer forbigående eller midlertidig angst og form 2, STAI-træk, dispositionel eller generel angst.,
Anxietyung angst skala (1971ung, 1971). Det var designet til at vurdere situationsangst. Skalaen består af 20 udsagn evalueret i en firepunkts Likert-skala. Scoringer spænder fra mindst 20 til maksimalt 80. De 20 elementer er fordelt i fire angstabeller: kognitiv, motorisk, vegetativ og centralnervesystem, men kun den samlede score blev brugt i denne undersøgelse.
Procedure
Test ansøgning fulgte etiske standarder. Implementeringen blev gennemført i forskellige universiteter, virksomheder og offentlige faciliteter., Deltagere, der ikke overholdt mindst et element i BAI, blev fjernet fra databasen. Manglende værdier blev erstattet af varegennemsnit. Omvendte elementer blev omkodet. Data blev analyseret med programmet .insteps, version 3.68 (Linacre, 2009).
dataanalyse
modellen foreslået af Rasch (1960) er baseret på to hovedantagelser: attributten kan repræsenteres på en enkelt dimension, hvor mennesker og genstande er samlet placeret; og personniveau og elementplacering er de eneste (probabilistiske) forudsigere for et korrekt svar., Formlen til at modellere dette forhold er:
ln (Pis/1 – Pis) = (Bs – di)
hvor Bs er personparameteren og Di elementets placering.
Med polytomous data, formlen for den Rating scale model er (Andrich, 1978):
ln (Pnik / Pni(k‑1)) = Bn ‑ Di ‑ Fk
hvor, Pnik er sandsynligheden for, at en person, n svar er kategori k;
Pni(k‑1) er sandsynligheden for, at en observation eller en reaktion er k-1;
Bn er den færdighed, holdning, personlighedstræk… af person n;
Di er placeringen af punkt i;
Fk er overgangspunktet (trin) mellem k og k-1.,
denne model er meget udbredt i analysen af skalaer med Likert-format, hvor alle varer besvares med det samme sæt bestilte kategorier. Analyse af funktionaliteten af de kategorier af svar, der blev fulgt på kriterier, der er foreslået af Linacre (2002): (a) tilstrækkelig hyppighed og regelmæssig fordeling af de valgte kategorier; (b) den gennemsnitlige foranstaltninger i henhold til kategori bør monotonically gå op i rating skala; (c) ingen kategori skal vise, utilpassede, og (d) overgang point (trin) skal øge monotonically.,
Model fit (med pearsonian residual-baserede statistikker) og score unidimensionalitet blev derefter evalueret., Selv om strenge unidimensionality aldrig opnås i praksis (Zickar & Broadfoot, 2009), en principal komponent analyse af residualer giver mulighed for at vurdere, om den manglende unidimensionality er store nok til at true score gyldighed; den mindre strenge kriterium er Reckase ‘ s (1979, citeret i Zickar & Broadfoot, 2009), ifølge hvem procent af variansen forklaret bør være over 20% og der bør ikke være en anden dominerende faktor.,
Differential Item Functioning (DIF) angiver manglende gyldighed, fordi sandsynligheden for et svar bestemmes af andre faktorer end den målte konstruktion. I øjeblikket er DIF-analyse et obligatorisk trin i valideringen af en test. Derfor gennemførte vi DIF-analyser med hensyn til køn og alder (30 eller mindre og mere end 30). Proceduren implementeret i Wininsteps estimerer for hvert element forskellen mellem varevanskeligheder i hver gruppe (fokal og reference)., Kontrasten er udført med den formel, der er foreslået af Wright og Panchapakesan (1969):
t = Bf Br / (SE2f + SE2r)1/2
Hvor Bf Br er post steder, for målet og reference grupper, og SE2f og SE2r er pladser i deres typiske fejl. Ifølge Douglasright og Douglas (1975) svarer DIF værdierne, der nedbryder målene, til forskelle (bf-br) over .5 logits. Imidlertid anbefales Bonferroni-korrektionen i øjeblikket til at beregne efterfølgende signifikante forskelle (Linacre, 2010).,
endelig blev faktorielle Anovaer udført for at teste forskelle (påvirkning) efter køn og alder i Rasch-model score. Tidligere bekræftede vi, at antagelser om brugen af parametriske test, dvs.normalfordeling (Kolmogorov-Smirnov test) og homogenitet af afvigelser (Levene test), blev fullfiled.
resultater
hvert kategorisystem opfyldte Linacres (2002) kriterier, som det fremgår af tabel 1. Efter at have kontrolleret kategoriernes tilstrækkelighed blev unidimensionalitet testet. BAI Rasch-dimensionen, analog med en første faktor i en fælles faktoranalyse, forklarede 41.,2 % af variansen: ikke optimal i henhold til Linacre (2010), men stadig acceptabel følgende Reckase (1979, citeret i Zickar & Broadfoot, 2009). STAI-state, STAI-trait og resultsung resultater var magen til BAI ‘ s, med 47.6%, 46.2%, og 38.9% varians forklaret, henholdsvis. Således er scoringer i det væsentlige unidimensionelle.
med hensyn til modelpasning blev der ikke fundet nogen genstande, der oversteg 1.,5 Infit og/eller Tøj, med undtagelse af BAI punkt 16 (Frygt for at dø), STAI state-punkt 4 (Påfyldning træt) og post 7 (i Øjeblikket er jeg bekymret for, om muligt elendighed), og Zung punkt 19 (jeg kan kun få en god søvn om natten). Alvorlig misfit blev kun fundet for STAI-trait item 24 (Jeg ville ønske, at jeg kunne være så glad som andre synes at være) og itemung item 13 (Jeg kan inspirere og udløbe med lethed). De resterende elementer havde værdier omkring unity (Linacre, 2009).
Varepålideligheden var meget høj for hver skala, tæt på 1,00. Med hensyn til personens pålidelighed, BAI (.,79) er rimelig god, STAI-state og STAI-trait er meget god (.91 begge) og Zung (.71) er moderat. Disse værdier har en vis lighed med Cronbach ‘ s α af klassisk teori. Tabel 2 viser resum .et af BAI-resultater.
tabel 3 viser Bai person-item conjoint repræsentation. Det kan ses, at den person mener er meget lavere end elementet betyder, viser den lave angst niveau af prøven.
ingen vare viste DIF relateret til køn, og kun to viste aldersrelateret DIF: STAI-trait item 32 og STAI-state item 18 ( -.54 logits og -.65)., Disse elementer fungerede ikke lige for deltagere under og over 30, selvom de havde det samme niveau af angst. De bør udelukkes fra testen, hvis resultaterne gentages i efterfølgende undersøgelser.
Diskussion
vores vigtigste mål var at gennemføre en indledende validering af BAI for Portugisisk befolkning og sammenligne den med nogle andre normalt anvendte angstforanstaltninger (STAI-state, STAI-trait og .ung). En psykometrisk model med optimale egenskaber, Rasch rating scale model, blev brugt til at teste funktionaliteten af responskategorisystemerne., Dette tages sjældent i betragtning ved den klassiske testteori, hvor bestemmelse af kategorierne normalt er a priori. Alle evaluerede skalaer viste god kategorifunktion efter Linacres kriterier (2002).
Beck Anxiety Inventory er en skala med gode psykometriske egenskaber, og i nogle sammenhænge, sådan som de kliniske, hvor de fysiologiske symptomer, der er vigtige, mere hensigtsmæssige end andre skalaer, der anvendes i Portugal.,
BAI præsenterede person pålidelighed (svarende til Cronbach α) rimelig god, men dårlig end den interne konsistens præsenteret i den oprindelige version (Beck et al., 1988), og i nogle lande som Brasilien (Cunha, 2001) og Spanien (Sanz & Navarro, 2003).
selvom flere undersøgelser peger på eksistensen af mere end en faktor i BAI (Beck & Steer, 1990, 1991; Co.et al., 1996; Steer et al., 1993), tidligere studerede prøver kommer fra forskellige populationer, så generalisering er risikabel., Fra et praktisk synspunkt giver en unidimensionel foranstaltning mening, når en af faktorerne klart er dominerende. Vores analyser viser, at BAI, STAI-state, STAI-trait og .ung kan behandles som unidimensional.
Med blot nogle undtagelser var item-model fit god nok. I BAI og STAI-state blev der ikke fundet nogen genstande med alvorlig misfit. Med hensyn til alvorlige person-model misfit, det var aldrig over ti procent. Ligeledes var pålidelighedsestimaterne høje nok til hver skala., Det er værd at bemærke, at selv om det BAI foranstaltninger ikke vise en højere pålidelighed (Person Separation Pålidelighed) end de øvrige angst foranstaltninger, er dette instrument præsenterer den laveste samlede procentdel af utilpassede vare, og den laveste andel af alvorlige utilpassede personer.
ingen vare viste kønsrelateret DIF, og kun to elementer fra STAI-egenskaben og STAI-staten viste aldersrelateret DIF. Med hensyn til indflydelse havde kvinder i gennemsnit højere angstværdier, hvilket er i overensstemmelse med den videnskabelige litteratur (Grillon, 2008)., I forhold til alder, BAI, STAI-træk, og Zung viste, at yngre deludsnit havde højere værdier af angst, resultater, der er også i overensstemmelse med tidligere forskning (Spence, Rapee, McDonald, & Inaram, 2001).
i betragtning af at instrumenterne oprindeligt var designet til at måle intensiteten af angstsymptomerne, især fysiologiske symptomer (Beck et al., 1988; Leyfer et al., 2006; Spielberger et al., 1970; 1971ung, 1971), er det ikke overraskende, at de fleste af deltagerne var under gennemsnittet af variablen., Det kan ses, at person-item conjoint repræsentation er en nyttig måde at sammenligne angst niveauer og kommunikere resultater.
Beck-Angstbeholdningen er en foranstaltning, der i vid udstrækning anvendes i international forskning, men bruges ikke i Portugal på grund af manglende evaluering af psykometriske egenskaber. I denne undersøgelse viste BAI et godt bevis på gyldighed og pålidelighed.
det største bidrag fra denne forskning var at give fremtidig forskning i Portugal mulighed for at bruge BAI som et redskab til evaluering af angst, som konstruktion generelt., Dette er af stor betydning, når først denne angst har været forbundet med en øget risiko for andre sygdomme og spiller en vigtig rolle i livskvaliteten generelt såvel som i forhold til evnen til at køre i det normale daglige liv. Derudover involverer angstlidelser høje individuelle og sociale omkostninger en tendens til at være kroniske og kan være lige så deaktiverende som somatiske lidelser (Lepine, 2002).
en begrænsning af denne undersøgelse var det faktum, at det ikke blev brugt en klinisk prøve, der blev foreslået til fremtidige studier brugen af kliniske prøver med medicinske eller psykiatriske lidelser.,Andrich, D. A. (1978). En vurdering formulering for bestilte respons kategorier. Psykometrika, 43, 561-573.
Beck, A. T., & Steer, R. A. (1990). Manual til Beck angst opgørelse. San Antonio, t:: psykologisk selskab.
Bond, T. G., & Fox, C. M. (2001). Anvendelse af Rasch-modellen. MAh ,ah, NJ: LEA. Cunha, J. A. (2001). Manual da vers .o em Portugu .s das Escalas Beck. S .o Paulo, SP: Casa do psicoglogo. Grillon, C. (2008). Større vedvarende angst, men ikke fasisk frygt hos kvinder sammenlignet med mænd., Følelser, 3, 410-413.
Linacre, J. M. (2009). Wininsteps (version 3.68) . Beaverton, ELLER: Winsteps.com.
Rasch, G. (1960). Probabilistiske modeller for nogle intelligens og opnåelse test. København, Danmark: Institut for pædagogisk forskning.
Stone, M. H. (2003). Materiel skala konstruktion. Journal of Applied Measurement, 4, 282-297. ng, W.. (1971). Et ratinginstrument til angstlidelser. Psykosomatik, 12, 371-379.
