PSYKOLOGINEN ASSSESSMENT
tutkimuksen Validiteetti Beck Anxiety Inventory (portugalin versio), jonka Rasch Rating Scale malli
Estudo de validade da versão portuguesa tehdä Beck Anxiety Inventory mediante o modelo Rasch Rating Scale
Sónia QuintãoI; Ana R., DelgadoII; Gerardo PrietoII
ICedoc, Departamento de Saúde Henkinen, Faculdade de Ciências Médicas, Universidade Nova de Lisboa, Lisboa, Portugal
IIUniversidade de Salamanca, Salamanca on majoitusliike, Espanhan
Endereço para correspondência
TIIVISTELMÄ
– Tavoitteemme oli tehdä validointi tutkimus portugalin versio Beck Anxiety Inventory (BAI) avulla Rasch Rating Scale Malli, ja sitten verrata sitä eniten käytetty asteikot ahdistusta Portugalissa. Otos koostui 1,160 aikuiset (427 miehet ja 733 naista), iältään 18-82-vuotiaita (M=33.39; SD=11.85)., Välineet olivat Beck Anxiety Inventory, State-Trait Anxiety Inventory ja Zung Self-Rating Anxiety Scale. Todettiin, että Beck Anxietyn neljän kategorian järjestelmä, datamalli fit ja ihmisten luotettavuus olivat riittäviä. Toimenpidettä voidaan pitää mittaamattomana. Sukupuoleen ja ikään liittyvät erot eivät olleet uhka pätevyydelle. BAI korreloi merkittävästi muiden ahdistuneisuus toimenpiteitä. Lopuksi BAI osoittaa hyvää psykometristä laatua.
Avainsanat:Ahdistus, arviointi, Beck Anxiety Inventory, Psychometrics, Rasch Rating Scale Malli.,
tiivistelmä
tavoitteena oli vahvistaa portugalin versio Beck Anxiety Inventory (BAI) käyttäen Rasch Rating Scale malli ja verrata sitä eniten käytetty ahdistusta asteikot Portugalissa. Otos koostui 1160 aikuiset (427 miehet ja 733 naisia) iältään 18-82 vuotta (M = 33.39; SD = 11.85). Käytetyt välineet olivat: BAI, State-Trait Anxiety Inventory ja Zung Anxiety Scale. Todettiin, että nelikategorinen järjestelmä, tietojen säätäminen malliin ja ihmisten uskollisuus olivat riittäviä. Mittaus on yksiulotteinen., Sukupuoleen ja ikään liittyvät erot eivät uhkia pätevyyttä. BAI korreloi merkittävästi muiden ahdistuneisuustoimenpiteiden kanssa. Päätellään, että instrumentilla on hyvä psykometrinen laatu.
asiasanat: ahdistuneisuus, arviointi, Beck Anxiety Inventory, psychometry, Rasch Rating Scale Model.
Ahdistus on yleistä emotionaalinen häiriö, joka häiritsee psykososiaalinen toiminta (Goodrow, Isola, Quartaroli, Roncolato, & Bellantuono, 2010)., Näin ollen ei ole yllättävää, että useimmat ahdistuneisuuden arviointivälineet on kehitetty kliinisissä olosuhteissa.
Ahdistus mittauslaitteet voidaan jakaa ne, jotka arvioida vain neurovegetative osat ahdistunut vastausta ja niistä yhdistämällä arviointi fysiologiset komponentit, joilla on kognitiivisia ja käyttäytymiseen osia. Beck anxiety inventory (BAI; Beck, Epstein, Ruskea, & Ohjata, 1988) on yksi eniten käytetty kliininen luokitus asteikot. Aiemmissa tutkimuksissa BAI-pisteet ovat osoittaneet suurta sisäistä johdonmukaisuutta Cronbach α: n kanssa .,92 ja kohtalainen testi-retest luotettavuus viikon R = .75. BAI syrji ahdistuneeksi diagnosoituja ryhmiä (paniikkihäiriöt, yleistynyt ahdistus jne.) ryhmistä, joilla ei todettu ahdistuneisuutta (vakava masennus, epätyypillinen masennus jne.).
brasilialaisen BAI-version tutkimuksessa asteikolla oli riittävä luotettavuus, jonka cronbach α oli.91 psykiatristen näytteiden osalta .86 kliinisten näytteiden ja .86 ei-kliinisten näytteiden osalta. Testin ja uusinnan välinen korrelaatio viikon erolla vaihteli .53 otokseen 115 opiskelijaa ja .,99 otokseen, jossa oli 65 tutkittavaa koko väestöstä (Cunha, 2001). Toisessa tutkimuksessa (Sanz & Navarro, 2003) tutki psykometristen ominaisuuksien espanjan BAI versio näyte 590 espanjan yliopisto-opiskelijat. BAI osoitti suurta sisäistä johdonmukaisuutta, jonka cronbach α on .88 ja tekijä-analyysit paljastivat ulottuvuuden, joka muodostuu kahdesta hyvin toisiinsa liittyvästä tekijästä, jotka vastaavat somaattisia ja afektiivis-kognitiivisia oireita., Kun DSM-IV-standardi, pätevyyden BAI sisältö oli asianmukainen, koska niiden kohteet kattaa 45% oireisen kriteerit erityisiä ahdistus ja 78 prosenttia oireita paniikkikohtauksia.
Varten Leyfer, Ruberg ja Woodruff-Borden (2006) BAI ei ole diagnostinen työkalu, mutta sen lyhyys ja yksinkertaisuus tekevät siitä ihanteellisen välineen käytettäväksi pretest läsnäolo ahdistuneisuushäiriö., State-Trait anxiety Inventory (RU; Spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970) on yksi itsearvioinnin välineitä eniten käytetty kansainvälisesti (Andrade & Gorenstein, 1998). Aiemmissa tutkimuksissa Cronbach Alphan on todettu vaihtelevan .86 to .95 subscale STAI-State, ja alkaen .89 .91 sillä stai-ominaisuus (Spielberger et al., 1970), jonka tulokset on erinomainen testi-uudelleenanalysointijaksoa luotettavuus useita aikavälein (Barnes, Harppu, & Jung, 2002)., Myös zung Anxiety-asteikon (Zung, 1971) tulokset ovat osoittaneet riittävää sisäistä johdonmukaisuutta. Zung ja BAI mittaavat samanlaisia konstruktioita painottaen ahdistuksen somaattisia puolia.
tämän tutkimuksen tavoitteena oli validoida BAI Portugalissa moderni psykometristen malli ja suorita vertailu BAI, K piirre, KUINKA Valtion ja Zung, eniten käytetty asteikot ahdistusta Portugalissa., Rajoitukset klassinen testi, teoria, tavallinen malli rakentamiseen ja analyysi testit, on johtanut syntymistä vaihtoehtoisia malleja, joista yksi yksinkertaisin on Rasch malli, jonka avulla conjoint mittaus henkilöitä ja kohteita (Bond & Fox, 2001; Rasch, 1960). Tunnettu tiedostotunnistetta tämän mallin polytomous tiedot on Arvosana-Asteikko Malli (Andrich, 1978; Prieto, Delgado, Perean & Ladera, 2010; Kivi, 2003)., Saavuttaakseen tavoitteemme, meidän piti analysoida vastausta luokat, arvioida mallin parametrien, niiden tarkkuus ja aste sovi, testi mittakaavassa dimensionality ja ero kohteen toimintaa, ja tulokset korreloivat BAI, trait-A, Valtio-A ja Zung.
Tapa
Osallistujat
Välineet
käytimme väestörakenteen kyselylomake on suunniteltu tätä tutkimusta varten, jossa kysyttiin sukupuoli, ikä, asuinpaikka, etnisyys, koulutustaso, uskonto ja tilan, ja seuraavat ahdistusta välineet:
Beck Anxiety Inventory (BAI; Beck et al., 1988)., Se koostuu 21 kohdetta, jotka ovat lausuntoja kuvaavat ahdistusta oireita, että osallistujat on arvioitava viitaten itse, Likert mittakaavassa 4 pistettä. Mahdollinen kokonaispisteiden vaihteluväli on 0-63 (Beck et al., 1988; Cunha, 2001).
State-Trait Anxiety Inventory (K piirre, KUINKA valtio; Spielberger ym., 1970). Kyselylomake koostuu kahdesta 20 lausuman lohkosta, jotka on arvioitu neljän pisteen Likert-asteikolla. Muoto 1, STAI tila, arvioi ohimenevää tai tilapäistä ahdistusta ja muoto 2, STAI ominaisuus, taipumusta tai yleistä ahdistusta.,
Zung Anxiety Scale (Zung, 1971). Sen tarkoituksena oli arvioida tilanneahdistusta. Asteikko koostuu 20 lausumasta, jotka on arvioitu neljän pisteen Likert-asteikolla. Pistemäärät vaihtelevat vähintään 20: stä enintään 80: een. 20 kohdetta jaetaan neljään ahdistuneisuuden alaryhmään: kognitiiviseen, motoriseen, vegetatiiviseen ja keskushermostoon, mutta tässä tutkimuksessa käytettiin vain kokonaispistemäärää.
menettely
testisovellus noudatti eettisiä standardeja. Toteutus toteutettiin eri yliopistoissa, yrityksissä ja julkisissa tiloissa., Osallistujat, jotka eivät noudattaneet vähintään yhtä kohtaa BAI: ssa, poistettiin tietokannasta. Puuttuvat arvot korvattiin erän keskiarvoilla. Käänteiset erät palautettiin. Data analysoitiin Winsteps-ohjelman versiolla 3.68 (Linacre, 2009).
Data-Analyysi
ehdottama malli Rasch (1960) perustuu kaksi suurta oletukset: ominaisuus voidaan esittää yhden ulottuvuuden, jossa ihmiset ja esineet ovat conjointly sijaitsee; ja henkilö taso ja kohteen sijainti ovat vain (probabilistinen) ennustavat oikea vastaus., Kaava-mallissa tämä suhde on:
ln (Pis / 1 – Pis) = (Bs – Di)
, missä B on henkilö, parametri-ja Di-kohteen sijainti.
Kanssa polytomous tietoja, kaava Rating scale malli on (Andrich, 1978):
ln (Pnik / pni: n(k‑1)) = Bn ‑ Di ‑ Fk
missä, Pnik on todennäköisyys, että henkilö n vastaus on luokkaan k;
pni: n(k‑1) on todennäköisyys, että havainto tai vastausta on k-1;
Bn on taito, asenne, ominaisuus… henkilö, n;
Di on sijainti tuote i;
Fk on siirtyminen vaiheessa (vaihe) välillä k ja k-1.,
Tämä malli on laajalti käytetty analyysi Likert-asteikot-muodossa, jossa kaikki tuotteet ovat vastanneet samoja tilata luokkiin. Analyysin toimivuus luokkien vastaus seurasi ehdottamat kriteerit Linacre (2002): (a) riittävän usein ja säännöllisesti jakelu valittu luokat; (b) keskimääräinen toimenpiteet mukaan luokkaan pitäisi monotonisesti mennä ylös rating scale; (c) n-luokan pitäisi näyttää misfit, ja (d) siirtyminen pistettä (vaiheita) tulee kasvaa monotonisesti.,
Malli istuvuus (pearsonian jäljellä-based statistics) ja pisteet unidimensionality olivat sitten arvioitiin., Vaikka tiukat unidimensionality ei koskaan saavuteta käytännössä (Zickar & Malanado, 2009), principal component-analyysi jäännösten avulla voidaan arvioida, onko puute unidimensionality on tarpeeksi suuri uhkaa pisteet pätevyys; vähemmän tiukat kriteeri on Reckase n (1979, mainittu Zickar & Malanado, 2009), joiden mukaan prosenttia varianssi selitti, pitäisi olla yli 20% ja siellä pitäisi olla toinen määräävä tekijä.,
Differentiaalierän toiminta (DIF) osoittaa pätevyyden puutetta, koska vastauksen todennäköisyys määräytyy muiden tekijöiden kuin mitatun Konstruktion perusteella. Tällä hetkellä DIF-analyysi on pakollinen vaihe testin validoinnissa. Niinpä teimme DIF-analyysejä sukupuolen ja iän suhteen (30 tai vähemmän ja yli 30). Menettely toteutetaan Winsteps arvioiden kunkin kohteen, ero kohteen vaikeus kunkin ryhmän (polttoväli ja viite)., Kontrasti on toteutettu kaavan ehdottama Wright ja Panchapakesan (1969):
t = Bf Br / (SE2f + SE2r)1/2
Missä Bf Br on tuote sijainnit kohde-ja vertailuryhmien, ja SE2f ja SE2r ovat neliöt niiden tyypillisiä virheitä. Wrightin ja Douglasin (1975) mukaan toimenpiteitä halventavat DIF arvot vastaavat eroja (Bf-Br) yli .5 logiittia. Bonferroni-korjausta suositellaan kuitenkin tällä hetkellä merkittävien eroavaisuuksien laskemiseksi jälkikäteen (Linacre, 2010).,
lopulta rasch-mallin pisteissä testattiin eroja (vaikutusta) sukupuolen ja iän mukaan. Aiemmin olemme vahvistaneet, että oletukset käyttää parametristen testien, eli normaalijakaumaa (Kolmogorov-Smirnov-testi) ja varianssien homogeenisuus (Levenen testi), olivat fullfiled.
tulokset
kaikki kategoriajärjestelmät täyttivät Linacren (2002) kriteerit, kuten taulukosta 1 käy ilmi. Kun luokkien riittävyys tarkastettiin, testiin pantiin epäidimensionaalisuus. Bai Rasch-ulottuvuus, joka vastaa ensimmäistä tekijää yhteisessä tekijäanalyysissä, selitti 41.,2% varianssi: ei optimaalinen mukaan Linacre (2010), mutta silti hyväksyttävää seuraavat Reckase (1979, mainittu Zickar & Malanado, 2009). K-valtio, K-piirre ja Zung tulokset olivat samanlaisia BAI, jossa 47,6 prosenttia, 46.2%, ja 38,9% varianssi selitti, vastaavasti. Pisteet ovat siis lähtökohtaisesti ulottumattomia.
mallikelpoisuudesta ei löytynyt yli 1 kappaletta.,5 Infit ja/tai Varusteet, lukuun ottamatta BAI kohde 16 (Pelko kuolla), A-tila kohta 4 (Täyttö väsynyt) ja 7 kohdan (tällä Hetkellä olen huolissani mahdollista, suru), ja Zung kohteen 19 (voin vain saada hyvä levätä yöllä). Vakavia misfit oli vain löytynyt K-piirre, kohta 24 (toivon, että voisin olla niin onnellinen kuin muutkin näyttävät olevan) ja Zung kohde 13 (en voi innostaa ja päättyy helposti). Jäljelle jääneillä erillä oli yhtenäisyyden ympärillä olevat arvot (Linacre, 2009).
kohteen luotettavuus oli erittäin korkea jokaisella asteikolla, lähes 1,00. Henkilövarmuudesta BAI (.,79)on kohtuullisen hyvä, STAI-tila ja stai-ominaisuus ovat erittäin hyviä (.91 molemmat) ja Zung (.71) on kohtalainen. Näillä arvoilla on jonkin verran samankaltaisuutta klassisen teorian cronbachin α: n kanssa. Taulukossa 2 esitetään yhteenveto BAI-tuloksista.
taulukossa 3 esitetään Bai person-PT conjoint representation. Voidaan nähdä, että henkilö keskiarvo on paljon pienempi kuin kohde keskiarvo, osoittaa alhainen ahdistuneisuus näytteen.
tuote Ei osoittivat, DIF, jotka liittyvät sukupuoleen, ja vain kaksi osoitti, ikään liittyviä DIF: RU-piirre, kohta 32 ja K-tila kohta 18 (-.54 logit ja -.65)., Nämä kohteet eivät toimineet tasapuolisesti alle ja yli 30-vuotiailla osallistujilla, vaikka heillä oli sama ahdistuksen taso. Ne on suljettava pois testistä, jos tulokset toistuvat myöhemmissä tutkimuksissa.
Keskustelua
– tärkein tavoite oli tehdä alustava validointi BAI portugalin väestöstä ja vertaa sitä joidenkin muiden sovelletaan yleensä ahdistusta toimenpiteet (A-valtio, K-piirre ja Zung). Vasteluokkajärjestelmien toimivuuden testaamiseen käytettiin optimaalisilla ominaisuuksilla varustettua psykometristä mallia, Rasch rating scale-mallia., Tämä otetaan harvoin huomioon klassisessa testiteoriassa, jossa kategorioiden määrittäminen on yleensä priori. Kaikki arvioidut asteikot osoittivat Linacren kriteerien (2002) mukaisen hyvän kategorian toimivan.
Beck Anxiety Inventory on asteikko, jossa on hyvät psykometriset ominaisuudet, ja joissakin yhteyksissä, kuten kliiniset yksi, jossa fysiologiset oireet ovat tärkeitä, sopivampi kuin muut asteikot käytetään Portugalissa.,
BAI esitetty henkilön luotettavuus (samanlainen työn imu α) kohtuullisen hyvä, mutta huono kuin sisäinen johdonmukaisuus on esitetty alkuperäisen version (Beck et al., 1988), ja joissakin maissa, kuten Brasiliassa (Cunha, 2001) ja Espanja (Sanz & Navarro, 2003).
Vaikka useat tutkimukset osoittavat, että on olemassa enemmän kuin yksi tekijä BAI (Beck & Ohjata, 1990, 1991; Cox et al., 1996; Steer ym., 1993), aiemmin tutkitut näytteet tulevat erilaisista populaatioista niin, että yleistyminen on riskialtista., From käytännön näkökulmasta, yksiulotteisia toimenpide järkevää, kun yksi tekijöistä on selvästi hallitseva. Meidän analyysit osoittavat, että BAI, K-valtio, K-piirre ja Zung voidaan hoitaa niin yksiulotteisia.
vain muutamia poikkeuksia lukuun ottamatta item-model fit oli tarpeeksi hyvä. BAI-ja STAI-Statesta ei löytynyt esineitä, joissa olisi ollut pahoja sopeutumattomia. Vaikean person-mallin Misfitin kohdalla se ei koskaan ollut yli kymmenen prosenttia. Samoin luotettavuusarviot olivat riittävän korkeita jokaiselle mittakaavalle., On syytä huomata, että, vaikka BAI toimenpiteet eivät näytä suurempi luotettavuus (Henkilö Erottaminen Luotettavuus) kuin muut ahdistusta toimenpiteitä, tämä väline esittelee alhaisin yhteensä osuus misfit kohteen ja pienin prosenttiosuus vakavia misfit henkilöä.
tuote Ei osoittivat, sukupuoleen liittyvät DIF ja vain kaksi kohteita RU-piirre ja K-valtio osoitti ikään liittyviä DIF. Vaikutusten osalta naisilla oli keskimäärin korkeammat ahdistusarvot, mikä on yhdenmukaista tieteellisen kirjallisuuden kanssa (Grillon, 2008)., Suhteessa ikään, BAI, K-piirre ja Zung osoitti, että nuorempi osanäyte oli korkeammat arvot ahdistusta, tuloksia, jotka ovat sopusoinnussa myös aikaisemmat tutkimukset (Spence, Rapee, McDonald’, & Inaram, 2001).
koska välineet oli alun perin suunniteltu mittaamaan ahdistusoireiden voimakkuutta, erityisesti fysiologisia oireita (Beck et al., 1988; Leyfer ym., 2006; Spielberger ym., 1970; Zung, 1971), ei ole yllättävää, että suurin osa osallistujista oli muuttujan keskiarvon alapuolella., Voidaan nähdä, että henkilökohtainen yhteisesitys on hyödyllinen tapa vertailla ahdistuneisuustasoja ja välittää tuloksia.
Beck Anxiety Inventory on mitta, jota käytetään laajalti kansainvälisessä tutkimuksessa, mutta jota ei käytetä Portugalissa psykometristen ominaisuuksien arvioinnin puuttumisen vuoksi. Tässä tutkimuksessa BAI osoitti hyvää näyttöä pätevyydestä ja luotettavuudesta.
suurin osuus tässä tutkimuksessa oli, että tulevaisuuden tutkimus Portugalissa käyttää BAI välineenä arviointi, ahdistus, kuin rakentaa yleensä., Tällä on suuri merkitys, kun että ahdistus on liittynyt lisääntynyt riski saada muita sairauksia, ja on tärkeä rooli elämänlaadun yleensä sekä suhteessa kykyyn ajaa normaalia arkea. Lisäksi ahdistuneisuushäiriöihin liittyy suuria yksilöllisiä ja sosiaalisia kustannuksia, jotka ovat yleensä kroonisia ja voivat olla yhtä invalidisoivia kuin somaattiset häiriöt (Lepine, 2002).
rajoitus tässä tutkimuksessa oli se, että sitä ei ole käytetty kliininen näyte, on ehdotettu tulevaisuuden tutkimusten käyttö kliiniset näytteet, lääketieteellisiä tai psykiatrisia häiriöitä.,
Andrich, D. A. (1978). Luokitus koostumus määräsi vastaus luokkiin. Psykometrika, 43, 561-573.
Beck, A. T., & Ohjata, R. A. (1990). Käsikirja Beck anxiety inventaarioon. San Antonio, TX: Psychological Corporation.
Bond, T. G., & Fox, C. M. (2001). Rasch-mallin soveltaminen. Mahwah, NJ: LEA.
Cunha, J. A. (2001). Manuaalinen da versão em português das Escalas Beck. São Paulo, SP: Casa do Psicólogo.
Grillon, C. (2008). Suurempi jatkuva ahdistus, mutta ei fasiinen pelko naisilla verrattuna miehiin., Emotion, 3, 410-413.
Linacre, J. M. (2009). Winsteps (versio 3.68). Beaverton, TAI: Winsteps.com.
Rasch, G. (1960). Probabilistisia malleja joihinkin älykkyys-ja saavutustesteihin. Kööpenhamina, Tanska: Institute for Educational Research.
Stone, M. H. (2003). Aineellisen mittakaavan rakentaminen. Journal of Applied Measurement, 4, 282-297.
Zung, W. (1971). Luokitus väline ahdistuneisuushäiriöitä. Psykosomatiikka, 12, 371-379.
