心理的評価
Rasch格付けスケールモデルによるベック不安インベントリ（ポルトガル語版）の妥当性の研究
Estudo de validade da versão portuguesa do Beck不安インベントリmediante o modelo Rasch格付けスケール
Sónia QuintãoI;Ana R., DelgadoII;Gerardo PrietoII
ICedoc,Departamento de Saúde Mental,Faculdade de Ciúncias Médicas,Universidade Nova de Lisboa,Lisboa,Portugal
IIUniversidade de Salamanca,Salamanca,Espanha
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概要
私たちの目的は、ポルトガル語版の検証研究を行うことでしたrasch格付けスケールモデルによるbeck不安インベントリ（Bai）は、ポルトガルで最も使用されている不安のスケールと比較します。 サンプルは1,160人の大人（427人の人および733人の女性）、18-82歳（M=33.39;SD=11.85）から成っていた。, 楽器は、ベック不安インベントリ、状態形質不安インベントリとZung自己格付け不安スケールでした。 Ｂｅｃｋ不安インベントリの四つのカテゴリーのシステム，データモデルフィット，および人々の信頼性が適切であることが分かった。 この尺度は一次元的であると考えることができる。 性別および年齢に関連する違いは、妥当性に対する脅威ではなかった。 ＢＡＩは他の不安対策と有意に相関した。 結論として、BAIは良い心理測定品質を示しています。
キーワード：不安、評価、ベック不安インベントリ、心理測定、Rasch評価スケールモデル。,
概要
目的は、Rasch評価尺度モデルを用いてBeck不安インベントリ（BAI）のポルトガル語版を検証し、ポルトガルで最も使用されている不安尺度と比較すること サンプルは1160人の大人（427人の人および733人の女性）18-82年（M=33.39;SD=11.85）老化したから成っていた。 使用された楽器は、BAI、状態形質不安インベントリおよびZung不安スケールであった。 四つのカテゴリーシステム、モデルへのデータの調整、および人々の忠実度が適切であることが分かった。 測定は一次元です。, 性別および年齢に関連する違いは、妥当性に対する脅威ではなかった。 BAIは他の不安対策と有意に相関する。 この装置は良好な心理測定品質を有すると結論した。
キーワード：不安、評価、ベック不安インベントリ、心理測定、Rasch評価スケールモデル。
不安は、心理社会的機能を妨げる一般的な情緒障害である（Balestrieri、Isola、Quartaroli、Roncolato、&Bellantuono、2010）。, したがって、ほとんどの不安評価ツールが臨床現場で開発されたことは驚くべきことではない。
不安測定器は、不安応答の神経栄養成分のみを評価するものと、生理学的成分の評価と認知的および行動的成分を組み合わせたものに分類することができる。 ベック不安インベントリ（BAI;ベック、エプスタイン、ブラウン、&ステア、1988）は、最も使用される臨床評価スケールの一つです。 以前の研究では、BAIスコアはCronbach αの高い内部一貫性を示しています。,92および適度なテスト-r=で一週間の信頼性を再テストします。75. Baiは、不安（パニック障害、全般性不安など）と診断されたグループを差別しました。 不安ではないと診断されたグループ（大うつ病、非定型うつ病など）から。).
ブラジルのBAIバージョンの研究では、スケールはcronbach αで、十分な信頼性を持っていました。精神科のサンプルのための91、。臨床サンプルのための86,と.非臨床サンプルのための86。 テストと再テストとの間の相関は、一週間の差の範囲であった。53のサンプルのために115学生と.,99一般集団の65被験者のサンプルについて（Cunha、2001）。 別の研究（Sanz&Navarro、2003）は、スペインの大学生590人のサンプルでスペインのBAIバージョンの心理測定特性を調べました。 ＢＡＩはＣｒｏｎｂａｃｈ αを有する高レベルの内部整合性を示した。88および因子分析は、体細胞およびafective認知症状に対応する二つの非常に相互に関連する要因によって形成された次元を明らかにした。, Dsm-IVを標準として取って、baiの内容の妥当性は項目が不安障害の特定の徴候の規準の45%および恐慌発作の徴候の78%をカバーしたので適切でした。
Leyfer,Ruberg and Woodruff-Borden(2006)にとって、BAIは診断ツールではありませんが、その簡潔さとシンプルさは、不安障害の存在のためのプレテストとして使用するのに理想的, 状態形質不安インベントリ（STAI;Spielberger,Gorsuch,&Lushene,1970）は、国際的に最も使用されている自己評価手段の一つである（Andrade&Gorenstein,1998）。 以前の研究では、Cronbachアルファはからの範囲であることが判明しています。86へ.95サブスケールSTAI-状態のために,そしてから.89へ.91STAI-traitについて（Spielberger et al.,1970),そのスコアは、複数の時間間隔で優れたテスト再テストの信頼性を持っています(Barnes,Harp,&Jung,2002)., Zung不安尺度（Zung、1971）からのスコアも、十分な内部の一貫性を示しています。 ZungとBAIは、不安の体細胞的側面に重点を置いて、同様の構造を測定します。
この研究の目的は、ポルトガルのBAIを現代の心理測定モデルで検証し、ポルトガルで最も使用されている不安の尺度であるBAI、STAI形質、STAI StateおよびZung, テストの構築と分析のための通常のモデルである古典的なテスト理論の限界は、代替モデルの出現をもたらし、その中で最も節約的なモデルの一つは、人とアイテムのコンジョイント測定を可能にするRaschモデルである（Bond&Fox,2001;Rasch,1960）。 ポリトーマスデータに対するこのモデルのよく知られた拡張は、格付けスケールモデルである（Andrich、1978;Prieto、Delgado、Perea、&Ladera、2010;Stone、2003）。, 目的を達成するためには，応答カテゴリを分析し，モデルパラメータ，その精度と適合度を推定し，スケール次元と微分項目機能をテストし，ＢＡＩ，形質ＳＴＡＩ，状態ＳＴＡＩおよびＺｕｎｇからのスコアを相関させなければならなかった。
方法
参加者
楽器
この研究のために設計された人口統計学的アンケートを使用し、性別、年齢、居住地、民族性、教育レベル、宗教および地位、および以下の不安機器について尋ねました：
Beck不安インベントリ（BAI;Beck et al., 1988)., これは、参加者が自分自身を参照して評価しなければならない不安症状の記述文である21の項目で構成され、4ポイントのLikertスケールで。 合計スコアの可能な範囲は、0から63までである（Beck et al.,1988;Cunha,2001)。 状態特性不安インベントリ（ＳＴＡＩ ｔｒａｉｔ，ＳＴＡＩ ｓｔａｔｅ；Ｓｐｉｅｌｂｅｒｇｅｒ ｅｔ ａｌ．, 1970). このアンケートは、四点Likertスケールで評価された20の文の二つのブロックで構成されています。 フォーム1、STAI状態は、一時的または一時的な不安を評価し、フォーム2、STAI形質、処分または一般的な不安を評価する。,
Zung不安スケール（Zung、1971）。 状況不安を評価するために設計されました。 スケールは、四点Likertスケールで評価された20のステートメントで構成されていま スコアは最小20から最大80までの範囲です。 認知、運動、栄養および中枢神経系：20の項目は、四つの不安サブスケールに分布しているが、唯一の合計スコアは、この研究で使用されました。
手順
テストアプリケーションは、倫理基準に従いました。 実施は、様々な大学、企業、公共施設で行われました。, BAIの少なくとも一つの項目に準拠していなかった参加者は、データベースから削除されました。 欠損値は項目平均に置き換えられました。 逆の項目が再コード化されました。 データは、プログラムWinsteps、バージョン3.68（Linacre、2009）で分析した。
データ分析
Rasch(1960)によって提案されたモデルは、二つの主要な仮定に基づいています：属性は、人とアイテムが結合して配置されている単一の次元で表すことができ、人レベルとアイテムの位置は正しい答えの唯一の（確率的予測因子である。, この関係をモデル化する式は次のとおりです。
ln(Pis/1-Pis)=(Bs-Di)
ここで、Bsはpersonパラメーター、Diはアイテムの場所です。
ポリトモスデータでは、評価スケールモデルの公式は（Andrich、1978）です：
ln（Pnik/Pni（k‑1））=Bn‑Di‑Fk
ここで、Pnikは人nの答えがカテゴリkである確率です。
Pni（k‑1）は観測または応答がk-1である確率です。
Bnはスキル、態度、特性です。.. Diはアイテムiの位置であり、
Fkはkとk-1の間の遷移点（ステップ）である。,
このモデルは、すべての項目が同じ順序付けられたカテゴリのセットで回答されるLikert形式の尺度の分析に広く使用されています。 応答のカテゴリーの機能の分析は、Linacre(2002)によって提案された基準に従った：(a)選択されたカテゴリーの十分な頻度と規則的な分布;(b)カテゴリーに従った平均,
次に、モデルフィット（ピアソニアン残差ベースの統計を使用）とスコア一次元性を評価した。, 厳密な一次元性は実際には達成されないが(Zickar&Broadfoot,2009)、残差の主成分分析により、一次元性の欠如がスコアの妥当性を脅かすのに十分な大きさであるかどうかを評価することができ、それほど厳しくない基準はReckase(1979,cited in Zickar&Broadfoot,2009)であり、説明された分散のパーセントが20%を超えるべきであり、分散のパーセントが20%を超えるべきではない。第二の支配的な要因。,
差分項目機能（DIF）は、回答の尤度が測定された構築物以外の要因によって決定されるため、妥当性の欠如を示します。 現在、DIF分析は、テストの検証における必須のステップです。 そこで、性別と年齢（30以下、30以上）に関するDIF分析を行いました。 Winstepsで実装された手順では、各項目について、各グループの項目の難易度の差（焦点と参照）を推定します。, このコントラストは、Wright and Panchapakesan(1969)によって提案された式で行われます。
t=BfBr/(SE2f+SE2r)1/2
ここで、BfBrはターゲットグループと参照グループのアイテム位置であり、SE2fとSE2rはその典型的な誤差の二乗です。 Wright and Douglas(1975)によると、測度を低下させるDIF値は、差分（BfBr）に対応しています。5つのロジット。 しかし、現在、事後有意差を計算するためにBonferroni補正が推奨されている（Linacre、2010）。,
最後に、階乗ANOVAsを行い、Raschモデルスコアにおける性別および年齢による差（影響）をテストした。 以前に我々は、パラメトリックテスト、すなわち正規分布（Kolmogorov-Smirnovテスト）と分散の均一性（Leveneテスト）の使用のための仮定が完全にフルファイルされたことを確
結果
すべてのカテゴリーシステムは、Linacre(2002)の基準を満たしています表1に示すように。 カテゴリーの妥当性を確認すると、単元性がテストに入れられました。 共通因子分析における最初の因子に類似したBAI Rasch次元は、41を説明した。,分散の2％：Linacre（2010）によれば最適ではないが、Reckase（1979、zickar&Broadfoot、2009）に従っても許容される。 STAI-state、STAI-traitおよびZungの結果は、それぞれ47.6％、46.2％、および38.9％の分散が説明されたBAIのものと同様であった。 したがって、スコアは本質的に一次元的である。
モデルフィットに関しては、1を超える項目は見つかりませんでした。,5Infitおよび/または衣装、BAIアイテム16（死ぬ恐れ）、STAI-stateアイテム4（疲れを満たす）およびアイテム7（現在、私は可能な苦境を心配しています）、Zungアイテム19（私は夜の間に良い休息を取ることができます）を除きます。 重度のミスフィットは、STAI-traitアイテム24（私は他の人がいるように見えるように私はとても幸せになることができたい）とZungアイテム13（私は簡単に鼓舞し、期 残りのアイテムはunityの周りの値を持っていました（Linacre、2009）。
アイテムの信頼性は、1.00に近いすべてのスケールで非常に高かったです。 人の信頼性に関しては、バイ（。,79）は合理的に良いですが、STAI-stateとSTAI-traitは非常に良いです（。91ともに）とズング（。71）は中moderateである。 これらの値は古典理論のＣｒｏｎｂａｃｈのαといくらか類似している。 表2に、BAIの結果の概要を示します。
表3は、BAI人-項目コンジョイント表現を示しています。 人の平均は項目の平均よりもはるかに低く、サンプルの低い不安レベルを示すことがわかります。
性別に関連するDIFを示した項目はなく、年齢に関連するDIFを示したのはSTAI-trait項目32とSTAI-state項目18（-。54ロジットと-。65)., これらの項目は、同じレベルの不安を持っていても、30以下の参加者と30以上の参加者に対して均等に機能しませんでした。 結果がその後の研究で複製される場合、それらはテストから除外されるべきである。
議論
私たちの主な目標は、ポルトガルの人口のためのBAIの初期検証を行い、いくつかの他の通常適用される不安尺度（STAI-state、STAI-traitおよびZung）と比較することでした。 最適特性を持つ心理測定モデルであるＲａｓｃｈ評価尺度モデルを用いて，応答カテゴリシステムの機能をテストした。, これは、カテゴリの決定が通常アプリオリである古典的なテスト理論によってはめったに考慮されません。 評価されたすべてのスケールはLinacreの基準（2002）に従って良好なカテゴリ機能を示した。
Beck不安インベントリは、良好な心理測定特性を有するスケールであり、生理学的症状が重要である臨床的なものなど、ポルトガルで使用される他のスケールよりも適切ないくつかの文脈において、より適切である。,
BAIは、元のバージョンで提示された内部の一貫性よりも合理的に良いが、悪い人の信頼性（Cronbach αに似ています）を提示しました（Beck et al。、1988）およびブラジル（Cunha、2001）およびスペイン（Sanz&Navarro、2003）のようないくつかの国で。
いくつかの研究は、BAIに複数の因子が存在することを指摘しているが（Beck&Steer,1990,1991;Cox et al.,1996;Steer et al.,1993)、以前に研究されたサンプルは多様な集団から来ているので、一般化は危険です。, 実用的な観点からは、一次元測度は、要因の一つが明らかに支配的である場合に理にかなっています。 ＢＡＩ，ＳＴＡＩ状態，ＳＴＡＩ形質およびＺｕｎｇは一次元的に扱うことができることを示した。
いくつかの例外を除いて、アイテムモデルのフィット感は十分でした。 ＢＡＩおよびＳＴＡＩ州では，重度のミスフィットを有する項目は見つからなかった。 深刻な人モデルのミスフィットに関しては、それは十パーセントを超えることは 同様に、信頼性の見積もりはあらゆる規模に対して十分に高かった。, BAI対策は他の不安対策よりも高い信頼性（人分離信頼性）を示さないが、この機器はミスフィット項目の合計割合が最も低く、重度のミスフィット人の最も低い割合を示すことは注目に値する。
ジェンダー関連のDIFを示さなかった項目とSTAI形質とSTAI状態からの二つの項目のみが年齢関連のDIFを示した。 影響に関しては、女性は平均してより高い不安値を有し、これは科学文献と一致している（Grillon、2008）。, 年齢に関連して、bai、STAI-traitおよびZungは、若いサブサンプルが不安の値が高く、過去の研究とも一致する結果を示した（Spence、Rapee、McDonald、&Inaram、2001）。 これらの装置は、もともと不安症状、特に生理学的症状の強度を測定するように設計されていたことを考えると（Ｂｅｃｋ ｅｔ ａｌ．,1988;Leyfer et al.,2006;Spielberger et al.,1970;Zung,1971)、参加者のほとんどが変数の平均範囲を下回っていたことは驚くべきことではありません。, 人-項目コンジョイント表現は、不安レベルを比較して結果を伝える便利な方法であることがわかります。
Beck不安インベントリは、国際的な研究で広く使用されている尺度ですが、心理測定特性の評価の欠如のためにポルトガルでは使用されていません。 本研究では，ＢＡＩは妥当性と信頼性の良好な証拠を示した。
この研究の最大の貢献は、ポルトガルの将来の研究では、一般的な構築物として、不安の評価のためのツールとしてBAIを使用できるようにすること, これは、不安が他の病気のリスクの増加と関連しており、一般的に生活の質において、ならびに通常の日常生活において運転する能力に関連して重要な役割を果たすと、非常に重要である。 さらに、不安障害は、高い個人および社会的コストを伴い、慢性である傾向があり、体性障害（Lepine、2002）と同じくらい無効にすることができる（Lepine、2002）。
この研究の制限は、それが臨床サンプルを使用していなかったという事実であり、将来の研究のために医学的または精神疾患を伴う臨床サンプルの使用が示唆されている。,
Andrich,D.A.(1978). 順序付けられた応答カテゴリの評価の定式化。 サイコメトリカ、43、561-573。
Beck,A.T.,&Steer,R.A.(1990). ベックの不安在庫のためのマニュアル。 サンアントニオ、テキサス州：心理株式会社。
Bond,T.G.,&Fox,C.M.(2001). Raschモデルの適用。 マフワ、ニュージャージー州：リー。
Cunha,J.A.(2001). マニュアルda versão em português das Escalas Beck. サンパウロ、SP：カサはPsicólogoを行います。
Grillon,C.(2008). 男性に比べて女性におけるより大きな持続的な不安ではなく、相性恐怖。, エモーション、3、410-413。
Linacre,J.M.(2009). Winsteps（バージョン3.68）。 ビーバートン、または：Winsteps.com.
Rasch,G.(1960). いくつかの知性と到達テストのための確率モデル。 コペンハーゲン、デンマーク：教育研究研究所。
ストーン、M.H.（2003）。 実質的なスケールの建設。 応用測定ジャーナル、4、282-297。
Zung,W.(1971). 不安障害のための評価の器械。 精神医学、12、371-379。
