PSYCHOLOGISCHE ASSSESSMENT
Geldigheid studie van de Beck Anxiety Inventory (portugese versie) door het Rasch Rating Scale model
Estudo de validade da versie 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
ABSTRACTE
het was Ons doel om de uitvoering van een validatie studie van de portugese versie van de Beck Anxiety Inventory (BAI) door middel van het Rasch Rating Scale Model, en vervolgens te vergelijken met de meest gebruikte schalen van angst in Portugal. De steekproef bestond uit 1160 volwassenen (427 mannen en 733 vrouwen) van 18-82 jaar oud (M=33,39; SD=11,85)., Instrumenten waren Beck Anxiety Inventory, State-Trait Anxiety Inventory en Zung Self-Rating Anxiety Scale. Het bleek dat Beck Anxiety Inventory ‘ s systeem van vier categorieën, de data-model fit, en mensen betrouwbaarheid waren voldoende. De maatregel kan als eendimensionaal worden beschouwd. Verschillen tussen geslacht en leeftijd vormden geen bedreiging voor de geldigheid. BAI correleerde significant met andere angstmaatregelen. Kortom, BAI toont goede psychometrische kwaliteit.
Keywords: Anxiety, assessment, Beck Anxiety Inventory, Psychometrics, Rasch Rating Scale Model.,
abstract
Het doel was de Portugese versie van de Beck Anxiety Inventory (BAI) te valideren met behulp van het Rasch Rating Scale model en deze te vergelijken met de meest gebruikte angstschalen in Portugal. De steekproef bestond uit 1160 volwassenen (427 mannen en 733 vrouwen) van 18-82 jaar (M = 33,39; SD = 11,85). De gebruikte instrumenten waren: BAI, State-Trait Anxiety Inventory en Zung Anxiety Scale. Er werd vastgesteld dat het systeem van vier categorieën, de aanpassing van de gegevens aan het model en de trouw van de mensen voldoende waren. De meting is eendimensionaal., Verschillen tussen geslacht en leeftijd vormden geen bedreiging voor de geldigheid. BAI correleert aanzienlijk met andere angst maatregelen. Geconcludeerd wordt dat het instrument een goede psychometrische kwaliteit heeft.
keywords: anxiety, assessment, Beck Anxiety Inventory, psychometry, Rasch Rating Scale Model. angst is een heersende emotionele stoornis die interfereert met het psychosociaal functioneren (Balestrieri, Isola, Quartaroi, Roncolato, & Bellantuono, 2010)., Aldus, is het niet verwonderlijk dat de meeste hulpmiddelen van de bezorgdheidsbeoordeling in klinische montages zijn ontwikkeld.
Angstmeetinstrumenten kunnen worden ingedeeld in instrumenten die alleen de neurovegetatieve componenten van de angstige respons beoordelen en instrumenten die de evaluatie van fysiologische componenten combineren met de cognitieve en gedragscomponenten. De Beck anxiety inventory (BAI; Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988) is een van de meest gebruikte klinische beoordelingsschalen. In eerdere studies hebben Bai-scores een hoge interne consistentie laten zien, met Cronbach α van .,92 en matige test-opnieuw testen betrouwbaarheid gedurende een week met r=.75. BAI discrimineerde groepen gediagnosticeerd als angstig (paniekstoornissen, gegeneraliseerde angst, enz.) van groepen gediagnosticeerd als niet angstig (ernstige depressie, atypische depressie, enz.).
in de studie van de Braziliaanse BAI versie was de schaal voldoende betrouwbaar, met een Cronbach α van .91 voor psychiatrische monsters, .86 voor klinische monsters, en .86 voor niet-klinische monsters. De correlatie tussen test en hertest met een week verschil varieerde van .53 voor een steekproef van 115 studenten en .,99 voor een steekproef van 65 personen van de algemene bevolking (Cunha, 2001). Een andere studie (Sanz & Navarro, 2003) onderzocht de psychometrische eigenschappen van een Spaanse BAI-versie in een steekproef van 590 Spaanse universiteitsstudenten. BAI toonde een hoge mate van interne consistentie, met een Cronbach α van .88 en factoranalyses toonden een dimensie aan die door twee zeer onderling verbonden factoren wordt gevormd, die met somatische en afective-cognitieve symptomen overeenstemmen., Het nemen van DSM-IV als standaard, was de geldigheid van Bai-inhoud aangewezen omdat hun punten 45% van symptomatische criteria specifiek van bezorgdheidswanorde en 78% van de symptomen van paniekaanvallen behandelden.
voor Leyfer, Ruberg and Woodruff-Borden (2006) BAI is geen diagnostisch hulpmiddel, maar de beknoptheid en eenvoud maken het een ideaal instrument voor gebruik als een pretest voor de aanwezigheid van angststoornis., De State-Trait anxiety Inventory (STAI; Spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970) is een van de meest internationaal gebruikte instrumenten voor zelfbeoordeling (Andrade & Gorenstein, 1998). In eerdere studies, Cronbach alpha zijn gevonden om te variëren van .86 tot .95 voor de subschaal STAI-State, en uit .89 tot .91 voor de STAI-eigenschap (Spielberger et al., 1970), waarvan de scores een uitstekende test-hertest betrouwbaarheid hebben in meerdere tijdsintervallen (Barnes, Harp, & Jung, 2002)., De Scores van de Zung Angstschaal (zung, 1971) hebben ook voldoende interne consistentie getoond. Zung en BAI meten gelijkaardige constructies, met nadruk op de somatische aspecten van bezorgdheid.het doel van deze studie was om de BAI in Portugal te valideren met een modern psychometrisch model en vervolgens een vergelijking te maken van BAI, STAI trait, stai State en Zung, de meest gebruikte schalen van angst in Portugal., De beperkingen van de klassieke Testtheorie, het gebruikelijke model voor de constructie en analyse van tests, hebben geleid tot de opkomst van alternatieve modellen, waaronder het Rasch-model, dat de gezamenlijke meting van personen en voorwerpen mogelijk maakt (Bond & Fox, 2001; Rasch, 1960). Een bekende uitbreiding van dit model voor polytomeuze gegevens is het Rating schaalmodel (Andrich, 1978; Prieto, Delgado, Perea, & Ladera, 2010; Stone, 2003)., Om ons doel te bereiken, moesten we de responscategorieën analyseren, de modelparameters schatten, hun precisie en mate van pasvorm, de schaaldimensionaliteit en het differentiële item functioneren testen en de scores van BAI, trait STAI, State STAI en Zung correleren.
methode
deelnemers
instrumenten
voor dit onderzoek werd een demografische vragenlijst gebruikt, waarin werd gevraagd naar geslacht, leeftijd, woonplaats, etniciteit, opleidingsniveau, religie en status, en de volgende angstinstrumenten:
Beck angst inventaris (BAI; Beck et al., 1988)., Het bestaat uit 21 items, die verklaringen beschrijven van angst symptomen die deelnemers moeten evalueren met betrekking tot zichzelf, in een Likert-schaal van 4 punten. Het mogelijke bereik van de totale scores gaat van 0 tot 63 (Beck et al., 1988; Cunha, 2001).
State-Trait Anxiety Inventory (STAI trait, stai state; Spielberger et al., 1970). Deze vragenlijst bestaat uit twee blokken van 20 verklaringen, geëvalueerd in een vierpunts Likert-schaal. Vorm 1, STAI-toestand, evalueert tijdelijke of tijdelijke angst en vorm 2, STAI-eigenschap,dispositionele of algemene angst.,
Zung Anxiety Scale (zung, 1971). Het werd ontworpen om situationele angst te beoordelen. De schaal bestaat uit 20 verklaringen geëvalueerd in een vierpunts Likert-schaal. Scores variëren van minimaal 20 tot maximaal 80. De 20 items zijn verdeeld in vier angst subschalen: cognitief, motorisch, vegetatief en centraal zenuwstelsel, maar alleen de totale score werd gebruikt in deze studie.
Procedure
testtoepassing volgde ethische normen. De implementatie werd uitgevoerd in verschillende universiteiten, bedrijven en openbare voorzieningen., Deelnemers die niet aan ten minste één item in BAI voldeden, werden uit de database verwijderd. Ontbrekende waarden werden vervangen door postgemiddelden. Omgekeerde items werden opnieuw gecodeerd. Gegevens werden geanalyseerd met het programma Winsteps, versie 3.68 (Linacre, 2009).
gegevensanalyse
het door Rasch (1960) voorgestelde model is gebaseerd op twee belangrijke aannames: het kenmerk kan worden weergegeven op een enkele dimensie waar mensen en items gezamenlijk worden gelokaliseerd; en persoonsniveau en itemlocatie zijn de enige (probabilistische) voorspellers van een correct antwoord., De formule om deze relatie te modelleren is:
ln (Pis/1 – Pis) = (Bs – Di)
waarbij Bs de persoonparameter is en Di De itemlocatie.
met polytomeuze gegevens is de formule voor het Ratingschaalmodel (Andrich, 1978):
ln (Pnik / Pni(k‑1)) = Bn ‑ Di ‑ FK
waarbij Pnik de waarschijnlijkheid is dat het antwoord van persoon n Categorie k is;
Pni(k‑1) de waarschijnlijkheid is dat de waarneming of respons K-1 is;
Bn is de vaardigheid, houding, eigenschap… van persoon n;
Di is de locatie van item i;
Fk is het overgangspunt (stap) tussen k en k-1.,
dit model wordt veel gebruikt in de analyse van schalen met Likert-formaat, waarin alle items worden beantwoord met dezelfde reeks geordende categorieën. De analyse van de functionaliteit van de responscategorieën is gebaseerd op de door Linacre (2002) voorgestelde criteria: a) voldoende frequentie en regelmatige verdeling van de gekozen categorieën; b) De gemiddelde metingen per categorie moeten monotonisch stijgen in de ratingschaal; c) geen enkele categorie mag misfit vertonen, en d) de overgangspunten (stappen) moeten monotonisch toenemen.,
Model fit (met pearsonian residual-based statistics) en score unidimensionaliteit werden vervolgens geëvalueerd., Hoewel strikte unidimensionaliteit is niet in de praktijk gerealiseerd (Zickar & Broadfoot, 2009), een principal component analyse van de residuen mogelijk maakt om te beoordelen of het ontbreken van unidimensionaliteit is groot genoeg om te dreigen score geldigheid; de minder strenge criterium is Reckase (1979, geciteerd in Zickar & Broadfoot, 2009), volgens wie het percentage van de variantie verklaard moet worden en meer dan 20% en er moet niet een tweede dominante factor.,
differentiële-Itemfunctie (DIF) geeft een gebrek aan geldigheid aan omdat de waarschijnlijkheid van een antwoord wordt bepaald door andere factoren dan de gemeten constructie. Momenteel is DIF-analyse een verplichte stap in de validatie van een test. Dienovereenkomstig hebben we DIF-analyses uitgevoerd met betrekking tot geslacht en leeftijd (30 of minder en meer dan 30). De procedure die in Winsteps wordt toegepast, schat voor elk item het verschil tussen item moeilijkheidsgraad in elke groep (focus en referentie)., Het contrast wordt uitgevoerd met de formule die door Wright en Panchapakesan (1969) wordt voorgesteld:
t = Bf Br / (SE2f + SE2r)1/2
waarin Bf Br itemlocaties zijn voor de doel-en referentiegroepen, en SE2f en SE2r zijn de kwadraten van hun typische fouten. Volgens Wright en Douglas (1975) komen de DIF waarden die de maat verlagen overeen met verschillen (Bf-Br) over .5 logits. De Bonferroni-correctie wordt momenteel echter aanbevolen om a posteriori significante verschillen te berekenen (Linacre, 2010).,
ten slotte werden factoriële Anova ‘ s uitgevoerd om verschillen (impact) per geslacht en leeftijd in de Rasch-modelscores te testen. Eerder bevestigden we dat veronderstellingen voor het gebruik van parametrische tests, dat wil zeggen normale verdeling (Kolmogorov-Smirnov test) en homogeniteit van varianties (Levene test), waren volledig ingevuld.
resultaten
elk categoriesysteem voldeed aan de criteria van Linacre (2002), zoals blijkt uit Tabel 1. Na controle van de toereikendheid van de categorieën werd de uniformiteit op de proef gesteld. De Bai Rasch-dimensie, analoog aan een eerste factor in een gemeenschappelijke factoranalyse, verklaarde 41.,2 % van de variantie: niet optimaal volgens Linacre (2010), maar nog steeds aanvaardbaar na Reckase (1979, Geciteerd in Zickar & Broadfoot, 2009). Stai-state, STAI-trait en Zung resultaten waren vergelijkbaar met BAI ‘ s, met 47,6%, 46,2%, en 38,9% variantie verklaard, respectievelijk. Scores zijn dus in wezen eendimensionaal.
Wat model fit betreft, werden geen items gevonden die groter zijn dan 1.,5 Infit en / of Outfit, met uitzondering van Bai item 16( angst om te sterven), STAI-state item 4 (vulling moe) en item 7 (momenteel maak ik me zorgen over mogelijke ellende), en Zung item 19 (Ik kan alleen ‘ s nachts goed uitrusten). Ernstige misfit werd alleen gevonden voor STAI-trait item 24 (Ik wou dat ik zo gelukkig kon zijn als anderen lijken te zijn) en Zung item 13 (Ik kan inspireren en verlopen met gemak). De overige posten hadden waarden rond eenheid (Linacre, 2009).
Item betrouwbaarheid was zeer hoog voor elke schaal, dicht bij 1,00. Als persoon betrouwbaarheid, BAI (.,79) is redelijk goed, STAI-state en STAI-trait zijn zeer goed (.91 beide) en Zung (.71) is matig. Deze waarden hebben enige gelijkenis met de α van Cronbach uit de klassieke theorie. Tabel 2 geeft een samenvatting van de BAI-resultaten.
Tabel 3 toont de gecombineerde vertegenwoordiging van BAI-personen en-posten. Het kan worden gezien dat het persoongemiddelde veel lager is dan het puntgemiddelde, dat het lage bezorgdheidsniveau van de steekproef toont.
geen enkel item vertoonde DIF gerelateerd aan geslacht, en slechts twee vertoonden leeftijdsgebonden DIF: STAI-trait item 32 en STAI-state item 18 ( -.54 logits en -.65)., Deze items werkten niet gelijk voor deelnemers onder en boven 30 zelfs als ze hetzelfde niveau van angst hadden. Zij moeten van de test worden uitgesloten indien de resultaten in vervolgonderzoek worden herhaald.
discussie
ons hoofddoel was een eerste validatie van de BAI voor de Portugese bevolking uit te voeren en deze te vergelijken met enkele andere gewoonlijk toegepaste angstmaten (STAI-state, STAI-trait en Zung). Een psychometrisch model met optimale eigenschappen, het Rasch rating schaalmodel, werd gebruikt om de functionaliteit van de responscategorie systemen te testen., Dit wordt zelden in aanmerking genomen door de klassieke Testtheorie waarin de bepaling van de categorieën gewoonlijk a priori is. Alle geëvalueerde schalen vertoonden een goede werking volgens de criteria van Linacre (2002).
De Beck Anxiety Inventory is een schaal met goede psychometrische kenmerken, en in sommige contexten, zoals de klinische, waarin de fysiologische symptomen belangrijk zijn, geschikter dan andere in Portugal gebruikte schalen.,
BAI presenteerde de betrouwbaarheid van de persoon (vergelijkbaar met Cronbach α) redelijk goed, maar slecht dan de interne consistentie in de oorspronkelijke versie (Beck et al., 1988) en in sommige landen zoals Brazilië (Cunha, 2001) en Spanje (Sanz & Navarro, 2003).hoewel verscheidene studies wijzen op het bestaan van meer dan één factor in de Bai (Beck & Steer, 1990, 1991; Cox et al., 1996; Steer et al., 1993), eerder bestudeerde steekproeven komen uit diverse populaties, zodat generalisatie riskant is., Vanuit praktisch oogpunt is een eendimensionale maat zinvol wanneer een van de factoren duidelijk dominant is. Uit onze analyses blijkt dat BAI, STAI-state, STAI-trait en Zung als eendimensionaal kunnen worden behandeld.
op enkele uitzonderingen na was de pasvorm van het item-model goed genoeg. In BAI en STAI-state werden geen items met ernstige misfit gevonden. Wat betreft ernstige persoon-model buitenbeentje, het was nooit meer dan tien procent. Ook de betrouwbaarheid schattingen waren hoog genoeg voor elke schaal., Het is vermeldenswaard dat, hoewel de BAI-maatregelen geen hogere betrouwbaarheid (Persoonsscheidingsbetrouwbaarheid) tonen dan de andere angstmaatregelen, dit instrument het laagste totale percentage misfit-item en het laagste percentage ernstige misfit-personen presenteert.
geen enkel item vertoonde gendergerelateerd DIF en slechts twee items uit de STAI-eigenschap en de STAI-staat vertoonden leeftijdsgebonden DIF. Wat impact betreft, hadden vrouwen gemiddeld hogere angstwaarden, wat in overeenstemming is met de wetenschappelijke literatuur (Grillon, 2008)., Met betrekking tot leeftijd toonden BAI, STAI-trait en Zung aan dat de jongere deelsteekproef hogere angstwaarden had, resultaten die ook consistent zijn met eerdere onderzoeken (Spence, Rapee, McDonald, & Inaram, 2001).
aangezien de instrumenten oorspronkelijk waren ontworpen om de intensiteit van de angstsymptomen te meten, met name fysiologische symptomen (Beck et al., 1988; Leyfer et al., 2006; Spielberger et al., 1970; Zung, 1971), is het niet verwonderlijk dat de meeste deelnemers onder het gemiddelde bereik van de variabele lagen., Het kan worden gezien dat persoon-item conjoint representatie is een nuttige manier van het vergelijken van angst niveaus en het communiceren van resultaten.de Beck Anxiety Inventory is een veel gebruikte maatstaf in internationaal onderzoek, maar wordt in Portugal niet gebruikt vanwege een gebrek aan evaluatie van psychometrische kenmerken. In deze studie toonde de BAI een goed bewijs van validiteit en betrouwbaarheid.
de grootste bijdrage van dit onderzoek was dat toekomstig onderzoek in Portugal de BAI kon gebruiken als een instrument voor de evaluatie van angst, als constructie in het algemeen., Dit is van groot belang, zodra die angst is geassocieerd met een verhoogd risico voor andere ziekten, en speelt een belangrijke rol in de kwaliteit van leven in het algemeen, evenals met betrekking tot de capaciteit om te rijden in het normale dagelijkse leven. Bovendien brengen angststoornissen hoge individuele en sociale kosten met zich mee, die meestal chronisch zijn en net zo invaliderend kunnen zijn als somatische aandoeningen (Lepine, 2002).
een beperking van deze studie was het feit dat er geen klinisch monster werd gebruikt, wat werd voorgesteld voor toekomstige studies het gebruik van klinische monsters, met medische of psychiatrische stoornissen.,Andrich, D. A. (1978). Een beoordelingsformule voor geordende responscategorieën. Psychometrika, 43, 561-573.
Beck, A. T., & Steer, R. A. (1990). Handleiding voor de Beck anxiety inventory. San Antonio, TX: Psychological Corporation.
Bond, T. G., & Fox, C. M. (2001). Toepassing van het Rasch model. Mahwah, NJ: LEA.
Cunha, J. A. (2001). Manual da versão em português das Escalas Beck. São Paulo, SP: Casa do Psicólogo.
Grillon, C. (2008). Meer aanhoudende angst, maar geen fasische angst bij vrouwen in vergelijking met mannen., Emotie, 3, 410-413.
Linacre, J. M. (2009). Winsteps (versie 3.68). Beaverton, of: Winsteps.com.
Rasch, G. (1960). Probabilistische modellen voor sommige intelligence-en prestatietesten. Kopenhagen, Denemarken: Instituut voor Onderwijsonderzoek.
Stone, M. H. (2003). Inhoudelijke schaalconstructie. Journal of Applied Measurement, 4, 282-297.
Zung, W. (1971). Een waarderingsinstrument voor angststoornissen. Psychosomatiek, 12, 371-379.
