évaluation psychologique
Etude de validité de L’Inventaire D’anxiété de Beck (version portugaise) par le modèle D’échelle de notation Rasch
Estudo de validade da Versão portuguesa do Beck, DelgadoII; Gerardo PrietoII
ICedoc, Departamento de Saúde Mental, Facultdade de Ciências Médicas, Universidade Nova de Lisboa, Lisboa, Portugal
IIUniversidade de Salamanca, Salamanca, Espanha
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résumé
notre objectif était de mener une étude de validation de la version portugaise du Beck inventaire de l’anxiété (Bai) au moyen du modèle D’échelle de notation Rasch, puis comparez-le avec les échelles d’anxiété les plus utilisées au Portugal. L’échantillon était composé de 1 160 adultes (427 hommes et 733 femmes) âgés de 18 à 82 ans (M=33,39; SD=11,85)., Les Instruments étaient L’Inventaire D’anxiété de Beck, L’Inventaire D’anxiété de Trait D’état et L’échelle D’anxiété D’auto-évaluation de Zung. Il a été constaté que le système de Beck Anxiety Inventory de quatre catégories, l’ajustement du modèle de données et la fiabilité des personnes étaient adéquats. La mesure peut être considérée comme unidimensionnelle. Les différences liées au sexe et à l’âge n’étaient pas une menace pour la validité. BAI corrélé de manière significative avec d’autres mesures d’anxiété. En conclusion, BAI montre une bonne qualité psychométrique.
mots-clés: anxiété, évaluation, inventaire de L’anxiété de Beck, psychométrie, modèle D’échelle de notation Rasch.,
résumé
l’objectif était de valider la version portugaise du Beck Anxiety Inventory (Bai) en utilisant le modèle D’échelle de notation Rasch et de la comparer aux échelles d’anxiété les plus utilisées au Portugal. L’échantillon était composé de 1160 adultes (427 hommes et 733 femmes) âgés de 18 à 82 ans (M = 33,39; et = 11,85). Les instruments utilisés étaient: Bai, inventaire de L’anxiété des traits D’état et échelle D’anxiété de Zung. Il a été constaté que le système à quatre catégories, l’ajustement des données au Modèle et la fidélité des personnes étaient adéquats. La mesure est unidimensionnelle., Les différences liées au sexe et à l’âge n’étaient pas une menace pour la validité. BAI est en corrélation significative avec d’autres mesures d’anxiété. Il est conclu que l’instrument a une bonne qualité psychométrique.
mots-clés: anxiété, évaluation, inventaire de L’anxiété de Beck, psychométrie, modèle D’échelle de notation Rasch.
L’anxiété est un trouble émotionnel répandu qui interfère avec le fonctionnement psychosocial (Balestrieri, Isola, Quartaroli, Roncolato,& Bellantuono, 2010)., Il n’est donc pas surprenant que la plupart des outils d’évaluation de l’anxiété aient été développés en milieu clinique.
Les instruments de mesure de L’anxiété peuvent être classés en ceux qui évaluent uniquement les composants neurovégétatifs de la réponse anxieuse et ceux combinant l’évaluation des composants physiologiques avec les composants cognitifs et comportementaux. L’inventaire de L’anxiété de Beck (Bai; Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988) est l’une des échelles d’évaluation clinique les plus utilisées. Dans des études précédentes, les scores BAI ont montré une cohérence interne élevée, avec Cronbach α De .,92 et fiabilité de test-retest modérée pendant une semaine avec r = .75. Bai groupes discriminés diagnostiqués comme anxieux (troubles paniques, anxiété généralisée, etc.) de groupes diagnostiqués comme non anxieux (dépression majeure, dépression atypique, etc.).
dans l’étude de la version brésilienne Bai, l’échelle avait une fiabilité adéquate, avec un Cronbach α De .91 pour les échantillons psychiatriques, .86 pour les échantillons cliniques, et .86 pour les échantillons non cliniques. La corrélation entre le test et le nouveau test avec une semaine de différence variait de .53 pour un échantillon de 115 étudiants et .,99, pour un échantillon de 65 sujets de la population générale (Cunha, 2001). Une autre étude (Sanz & Navarro, 2003) a examiné les propriétés psychométriques d’une version Bai espagnole dans un échantillon de 590 étudiants universitaires espagnols. BAI a montré un haut niveau de cohérence interne, avec un Cronbach α De .88 et les analyses factorielles ont révélé une dimension formée de deux facteurs très interdépendants, correspondant à des symptômes somatiques et afectifs-cognitifs., En prenant le DSM-IV comme norme, la validité du contenu BAI était appropriée car leurs articles couvraient 45% des critères symptomatiques spécifiques des troubles anxieux et 78% des symptômes des attaques de panique.
pour Leyfer, Ruberg et Woodruff-Borden (2006), le BAI n’est pas un outil de diagnostic, mais sa brièveté et sa simplicité en font un instrument idéal pour une utilisation comme pré-test de présence de trouble anxieux., L’inventaire de l’anxiété des traits D’état (Stai; Spielberger, Gorsuch, &Lushene, 1970) est l’un des instruments d’auto-évaluation les plus utilisés au niveau international (Andrade & Gorenstein, 1998). Dans des études antérieures, Cronbach alpha ont été trouvés pour aller de .86 à .95 pour la sous-échelle STAI-State, et de .89 à .91 pour le trait STAI (Spielberger et al., 1970), dont les scores ont une excellente fiabilité test-retest à plusieurs intervalles de temps (Barnes, Harp, & Jung, 2002)., Les Scores de L’échelle D’anxiété de Zung (Zung, 1971) ont également montré une cohérence interne adéquate. Zung et BAI mesurent des constructions similaires, en mettant l’accent sur les aspects somatiques de l’anxiété.
l’objectif de cette étude était de valider le Bai au Portugal avec un modèle psychométrique moderne, puis de comparer le Bai, le trait STAI, L’État STAI et le Zung, les échelles d’anxiété les plus utilisées au Portugal., Les limites de la théorie classique des tests, le modèle habituel pour la construction et l’analyse des tests, ont conduit à l’émergence de modèles alternatifs, parmi lesquels L’un des plus parcimonieux est le modèle de Rasch, qui permet la mesure conjointe des personnes et des éléments (Bond & Fox, 2001; Rasch, 1960). Une extension bien connue de ce modèle pour les données polytomiques est le modèle D’échelle de notation (Andrich, 1978; Prieto, Delgado, Perea, & Ladera, 2010; Stone, 2003)., Afin d’atteindre notre objectif, nous avons dû analyser les catégories de réponse, estimer les paramètres du modèle, leur précision et leur degré d’ajustement, tester la dimensionnalité de l’échelle et le fonctionnement de l’élément différentiel, et corréler les scores de BAI, trait stai, état STAI et Zung.
méthode
Participants
Instruments
Nous avons utilisé un questionnaire démographique conçu pour cette recherche, qui portait sur le sexe, l’âge, la résidence, l’origine ethnique, le niveau d’éducation, la religion et le statut, et les instruments d’anxiété suivants:
Beck Anxiety Inventory (Bai; Beck et al., 1988)., Il se compose de 21 éléments, qui sont des déclarations descriptives des symptômes d’anxiété que les participants doivent évaluer par rapport à eux-mêmes, dans une échelle de Likert de 4 points. La fourchette possible des scores totaux va de 0 à 63 (Beck et al., 1988; Cunha, 2001).
inventaire de L’anxiété État-Trait (trait STAI, état STAI; Spielberger et al., 1970). Ce questionnaire est composé de deux blocs de 20 énoncés, évalués sur une échelle de Likert en quatre points. La forme 1, État STAI, évalue l’anxiété transitoire ou temporaire et la forme 2, Trait STAI, anxiété dispositionnelle ou générale.,
échelle D’anxiété de Zung (Zung, 1971). Il a été conçu pour évaluer l’anxiété situationnelle. L’échelle se compose de 20 déclarations évaluées dans une échelle de Likert à quatre points. Les Scores vont d’un minimum de 20 à un maximum de 80. Les 20 éléments sont répartis en quatre sous-échelles d’anxiété: Cognitive, motrice, végétative et système nerveux Central, mais seul le score total a été utilisé dans cette étude.
procédure
L’Application du Test a suivi les normes éthiques. La mise en œuvre a été réalisée dans diverses universités, entreprises et établissements publics., Les Participants qui ne respectaient pas au moins un élément de L’IAB ont été retirés de la base de données. Les valeurs manquantes ont été remplacées par des moyennes d’éléments. Les éléments inversés ont été recodés. Les données ont été analysées avec le programme Winsteps, version 3.68 (Linacre, 2009).
analyse des données
le modèle proposé par Rasch (1960) repose sur deux hypothèses majeures: l’attribut peut être représenté sur une seule dimension où les personnes et les éléments sont situés conjointement; et le niveau de la personne et l’emplacement de l’élément sont les seuls prédicteurs (probabilistes) d’une réponse correcte., La formule pour modéliser cette relation est:
ln (Pis/1 – Pis) = (Bs – Di)
où Bs est le paramètre person et Di L’emplacement de l’élément.
avec les données polytomiques, la formule du modèle D’échelle de notation est (Andrich, 1978):
ln (Pnik/Pni(k‑1)) = Bn ‑ Di ‑ Fk
où, Pnik est la probabilité que la réponse de la personne n soit de catégorie k;
Pni(k‑1) est la probabilité que l’observation ou la réponse soit k-1;
Bn est l’habileté, l’attitude, le trait… de la personne n;
Di est l’emplacement de l’élément i;
Fk est le point de transition (step) entre k et k-1.,
Ce modèle est largement utilisé dans l’analyse des échelles au format Likert, dans lesquelles tous les éléments sont répondus avec le même ensemble de catégories ordonnées. L’analyse de la fonctionnalité des catégories de réponse a suivi les critères proposés par Linacre (2002): (a) fréquence suffisante et distribution régulière des catégories choisies; (b) les mesures moyennes par catégorie devraient augmenter de façon monotone dans l’échelle de notation; (C) aucune catégorie ne devrait montrer une inadaptation, et (d) LES points de transition (étapes) doivent augmenter de manière monotone.,
L’ajustement du modèle (avec des statistiques basées sur les résidus pearsoniens) et l’unidimensionnalité du score ont ensuite été évalués., Bien que l’unidimensionnalité stricte ne soit jamais atteinte dans la pratique (Zickar & Broadfoot, 2009), une analyse en composantes principales des résidus permet d’évaluer si l’absence d’unidimensionnalité est suffisamment importante pour menacer la validité du score; le critère le moins strict est celui de Reckase (1979, cité dans Zickar & Broadfoot, 2009), le pourcentage de variance expliqué devrait être supérieur à 20% et il ne devrait pas y avoir de deuxième facteur dominant.,
le fonctionnement différentiel de L’élément (DIF) indique un manque de validité parce que la probabilité d’une réponse est déterminée par des facteurs autres que la construction mesurée. Actuellement, l’analyse DIF est une étape obligatoire dans la validation d’un test. En conséquence, nous avons effectué des analyses DIF en fonction du sexe et de l’âge (30 ans ou moins et plus de 30 ans). La procédure mise en œuvre dans Winsteps estime, pour chaque item, la différence entre la difficulté de l’item dans chaque groupe (focal et reference)., Le contraste est effectué avec la formule proposée par Wright et Panchapakesan (1969):
t = Bf Br / (SE2f + SE2r) 1/2
où Bf Br sont des emplacements d’éléments pour les groupes cible et de référence, et SE2f et SE2r sont les carrés de leurs erreurs typiques. Selon Wright et Douglas (1975), les valeurs DIF qui dégradent les mesures correspondent à des différences (Bf Br) sur .5 logits. Cependant, la correction de Bonferroni est actuellement recommandée pour calculer a posteriori les différences significatives (Linacre, 2010).,
enfin, des ANOVAs factorielles ont été réalisées pour tester les différences (impact) selon le sexe et l’âge dans les scores du modèle de Rasch. Auparavant, nous avons corroboré que les hypothèses d’utilisation des tests paramétriques, c’est-à-dire la distribution normale (test de Kolmogorov-Smirnov) et l’homogénéité des variances (test de Levene), étaient complètes.
résultats
Tous les systèmes de catégories répondaient aux critères de Linacre (2002), comme le montre le tableau 1. Une fois vérifiée l’adéquation des catégories, l’unidimensionnalité a été mise à l’épreuve. La dimension de Bai Rasch, analogue à un premier facteur dans une analyse factorielle commune, a expliqué 41.,2% de la variance: non optimale selon Linacre (2010), mais toujours acceptable après Reckase (1979, cité dans Zickar & Broadfoot, 2009). Les résultats de STAI-state, stai-trait et Zung étaient similaires à ceux de BAI, avec une variance de 47.6%, 46.2% et 38.9% expliquée, respectivement. Ainsi, les scores sont essentiellement unidimensionnels.
en ce qui concerne l’ajustement du modèle, aucun élément n’a été trouvé supérieur à 1.,5 Infit et / ou tenue, à l’exception de L’article BAI 16 (peur de mourir), de L’article STAI-state 4 (remplissage fatigué) et de l’article 7 (actuellement, je suis préoccupé par d’éventuels malheurs), et de L’article Zung 19 (Je ne peux que me reposer pendant la nuit). Grave misfit n’a été trouvé que pour L’élément STAI-trait 24 (j’aimerais pouvoir être aussi heureux que les autres semblent l’être) et l’élément Zung 13 (je peux inspirer et expirer facilement). Les éléments restants avaient des valeurs autour de l’unité (Linacre, 2009).
la fiabilité des articles était très élevée pour chaque échelle, proche de 1,00. Quant à la fiabilité de la personne, BAI (.,79) est raisonnablement bon, STAI-état et stai-trait sont très bons (.91 à la fois) et Zung (.71) est modérée. Ces valeurs ont une certaine similitude avec α de Cronbach de la théorie classique. Le tableau 2 présente le résumé des résultats de L’IAB.
le tableau 3 montre la représentation conjointe personne-élément Bai. Il peut être considéré que la personne moyenne est beaucoup plus faible que l’élément en moyenne, montrant le faible niveau d’anxiété de l’échantillon.
aucun élément n’a montré DIF lié au sexe, et seulement deux ont montré DIF lié à l’âge: stai-trait item 32 et stai-état item 18 ( -.54 logits et -.65)., Ces éléments ne fonctionnaient pas de la même manière pour les participants de moins de 30 ans et de plus de 30 ans, même s’ils avaient le même niveau d’anxiété. Ils devraient être exclus du test si les résultats sont reproduits dans des études ultérieures.
Discussion
notre objectif principal était d’effectuer une première validation du BAI pour la population portugaise et de le comparer avec d’autres mesures d’anxiété habituellement appliquées (STAI-state, stai-trait et Zung). Un modèle psychométrique avec des propriétés optimales, le modèle D’échelle de notation Rasch, a été utilisé pour tester la fonctionnalité des systèmes de catégories de réponse., Ceci est rarement pris en compte par la théorie classique des tests dans laquelle la détermination des catégories est généralement a priori. Toutes les échelles évaluées ont montré un bon fonctionnement des catégories suivant les critères de Linacre (2002).
L’inventaire de L’anxiété de Beck est une échelle avec de bonnes caractéristiques psychométriques, et dans certains contextes, comme celui clinique, dans lequel les symptômes physiologiques sont importants, plus approprié que d’Autres échelles utilisées au Portugal.,
Bai a présenté la fiabilité de la personne (similaire à Cronbach α) raisonnablement bonne, mais médiocre par rapport à la cohérence interne présentée dans la version originale (Beck et al., 1988) et dans certains pays comme le Brésil (Cunha, 2001) et L’Espagne (Sanz & Navarro, 2003).
bien que plusieurs études indiquent l’existence de plus d’un facteur dans le BAI (Beck & Steer, 1990, 1991; Cox et al., 1996; Orienter et coll., 1993), les échantillons précédemment étudiés proviennent de populations diverses, de sorte que la généralisation est risquée., D’un point de vue pratique, une mesure unidimensionnelle a du sens lorsque l’un des facteurs est clairement dominant. Nos analyses montrent que BAI, STAI-state, stai-trait et Zung peuvent être traités comme unidimensionnels.
à quelques exceptions près, l’ajustement du modèle d’article était assez bon. Dans L’état de BAI et de STAI, aucun objet présentant une inadaptation grave n’a été trouvé. En ce qui concerne la personne grave-modèle misfit, il n’a jamais été plus de dix pour cent. De même, les estimations de fiabilité étaient suffisamment élevées pour chaque échelle., Il convient de noter que, bien que les mesures BAI ne montrent pas une fiabilité plus élevée (fiabilité de la séparation des personnes) que les autres mesures d’anxiété, cet instrument présente le pourcentage total le plus faible d’élément inadapté et le pourcentage le plus faible de personnes inadaptées graves.
aucun élément ne présentait de DIF lié au sexe et seulement deux éléments du trait STAI et de l’état STAI présentaient un DIF lié à l’âge. Quant à l’impact, les femmes avaient en moyenne des valeurs d’anxiété plus élevées, ce qui est cohérent avec la littérature scientifique (Grillon, 2008)., En ce qui concerne l’âge, BAI, stai-trait et Zung ont montré que le sous-échantillon plus jeune avait des valeurs d’anxiété plus élevées, des résultats qui sont également cohérents avec des recherches antérieures (Spence, Rapee, McDonald, & Inaram, 2001).
étant donné que les instruments ont été conçus à l’origine pour mesurer l’intensité des symptômes d’anxiété, en particulier les symptômes physiologiques (Beck et al., 1988; Leyfer et coll., 2006; Spielberger et coll., 1970; Zung, 1971), il n’est pas surprenant que la plupart des participants étaient en dessous de la fourchette moyenne de la variable., On peut voir que la représentation conjointe personne-élément est un moyen utile de comparer les niveaux d’anxiété et de communiquer les résultats.
L’inventaire de L’anxiété de Beck est une mesure largement utilisée dans la recherche internationale, mais n’est pas utilisée au Portugal faute d’évaluation des caractéristiques psychométriques. Dans cette étude, le BAI a montré de bonnes preuves de validité et de fiabilité.
la plus grande contribution de cette recherche a été de permettre à la recherche future au Portugal d’utiliser le BAI comme un outil pour l’évaluation de l’anxiété, comme construction en général., Ceci est d’une grande importance, une fois que l’anxiété a été associée à un risque accru pour d’autres maladies, et joue un rôle important dans la qualité de vie en général, ainsi que par rapport à la capacité de conduire dans la vie quotidienne normale. En outre, les troubles anxieux impliquent des coûts individuels et sociaux élevés ont tendance à être chroniques et peuvent être aussi invalidants que les troubles somatiques (Lepine, 2002).
une limitation de cette étude était le fait qu’il n’a pas été utilisé un échantillon clinique, étant suggéré pour les études futures l’utilisation d’échantillons cliniques, avec des troubles médicaux ou psychiatriques.,
Andrich, D. A. (1978). Une formulation de notation pour les catégories de réponse ordonnées. Psychometrika, 43, 561-573.
Beck, A. T., & Steer, R. A. (1990). Manuel pour L’inventaire de L’anxiété Beck. San Antonio, TX: société psychologique.
d’Obligations, T. G., & Fox, C. M. (2001). Application du modèle Rasch. Mahwah, NJ: LEA.
Cunha, J. A. (2001). Manuel da versão em português das Escalas Beck. São Paulo, SP: Casa do Psicólogo.
Grillon, C. (2008). Plus grande anxiété soutenue mais pas de peur phasique chez les femmes par rapport aux hommes., L’émotion, 3, 410-413.
Linacre, J. M. (2009). Winsteps (version 3.68). Beaverton, ou: Winsteps.com.
Rasch, G. (1960). Modèles probabilistes pour certains tests d’intelligence et de réussite. Copenhague, Danemark: Institut pour la Recherche en Éducation.
Pierre, M. H. (2003). Construction d’échelle de fond. Journal de la Mesure Appliquée, 4, 282-297.
Zung, W. (1971). Un instrument de notation pour les troubles anxieux. Psychosomatique, 12, 371-379.
