PSYKOLOGISK ASSSESSMENT
Giltighet studie av Beck Anxiety Inventory (portugisiska versionen) av Rasch Betyg på en Skala modell
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 Mentala, Faculdade de Ciências Médicas, Universidade Nova de Lisboa, Lisboa, Portugal
IIUniversidade de Salamanca Salamanca, Spanien
Endereço para correspondência
SAMMANFATTNING
– Vårt mål var att genomföra en valideringsstudie av den portugisiska versionen av Beck Anxiety Inventory (BAI) med hjälp av Rasch Rating Scale Model, och sedan jämföra det med de skalor som används av ångest i Portugal. Provet bestod 1,160 vuxna (427 män och 733 kvinnor) i åldern 18-82 år gamla (M=33.39; SD=11.85)., Instrument var Beck ångest inventering, statligt drag ångest inventering och Zung själv Rating ångest skala. Det konstaterades att Beck ångest inventering system av fyra kategorier, data-modellen passar, och människor tillförlitlighet var tillräcklig. Åtgärden kan betraktas som endimensionell. Kön och åldersrelaterade skillnader var inte ett hot mot giltigheten. BAI korrelerade signifikant med andra ångeståtgärder. Sammanfattningsvis visar BAI bra psykometrisk kvalitet.
nyckelord:ångest, bedömning, Beck ångest inventering, psykometri, Rasch Rating skala modell.,
abstrakt
målet var att validera den portugisiska versionen av Beck Anxiety Inventory (BAI) med rasch Rating Scale-modellen och jämföra den med de mest använda ångestskalorna i Portugal. Provet bestod av 1160 vuxna (427 män och 733 kvinnor) i åldern 18-82 år (M = 33.39; SD = 11.85). De instrument som användes var: BAI, State-drag ångest inventering och Zung ångest skala. Det konstaterades att systemet med fyra kategorier, anpassningen av data till modellen och Folkets trohet var tillräckliga. Mätningen är endimensionell., Kön och åldersrelaterade skillnader var inte hot mot giltigheten. BAI korrelerar signifikant med andra ångeståtgärder. Slutsatsen är att instrumentet har god psykometrisk kvalitet.
nyckelord: ångest, bedömning, Beck ångest inventering, psykometri, Rasch Rating skala modell.
Ångest är ett vanligt förekommande känslomässig störning som stör psykosociala funktion (Balestrieri, Isola, Quartaroli, Roncolato, & Bellantuono, 2010)., Således är det inte förvånande att de flesta ångestbedömningsverktyg har utvecklats i kliniska inställningar.
Ångestmätinstrument kan klassificeras i de som bedömer endast de neurovegetativa komponenterna i det oroliga svaret och de som kombinerar utvärderingen av fysiologiska komponenter med de kognitiva och beteendemässiga komponenterna. Beck anxiety inventory (BAI; Beck, Epstein, Brown, & Steer, 1988) är en av de mest använda kliniska betygskalorna. I tidigare studier har BAI-poäng visat hög intern konsistens, med Cronbach α av .,92 och måttlig test-retest tillförlitlighet för en vecka med r = .75. BAI diskriminerade grupper diagnostiseras som oroliga (panikångest, generaliserad ångest, etc.) från grupper som diagnostiserats som inte oroliga (stor depression, atypisk depression etc.).
i studien av den brasilianska BAI-versionen hade skalan tillräcklig tillförlitlighet, med en Cronbach α av .91 för psykiatriska prover, .86 för kliniska prover .86 för icke-kliniska prover. Korrelationen mellan test och retest med en veckas skillnad varierade från .53 för ett urval av 115 studenter och .,99 för ett urval av 65 ämnen av den allmänna befolkningen (Cunha, 2001). En annan studie (Sanz & Navarro, 2003) undersökte de psykometriska egenskaperna hos en spansk BAI-version i ett urval av 590 spanska universitetsstudenter. BAI visade en hög nivå av interna konsistens med Cronbach α av .88 och faktoranalyser avslöjade en dimension som bildades av två mycket sammanhängande faktorer, som motsvarar somatiska och afektiva kognitiva symptom., Med DSM-IV som standard var giltigheten av BAI-innehållet lämplig eftersom deras föremål täckte 45% av symptomatiska kriterier som var specifika för ångestsjukdomar och 78% av symtomen på panikattacker.
För Leyfer, Ruberg och Woodruff-Borden (2006) BAI är inte ett diagnostiskt verktyg, men dess korthet och enkelhet gör den till ett idealiskt instrument för att användas som ett förtest för förekomst av ångestsyndrom., Den State-Trait anxiety Inventory (STAI; Spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970) är en av self-assessment instrument som används mest internationellt (Andrade & Gorenstein, 1998). I tidigare studier har Cronbach alpha visat sig variera från .86 .95 för subscale STAI-State, och från .89 till .91 för STAI-drag (Spielberger et al., 1970), vars poäng har utmärkt test-retest tillförlitlighet i flera tidsintervall (Barnes, Harp, & Jung, 2002)., Poäng från Zung Anxiety Scale (Zung, 1971) har också visat tillräcklig intern konsistens. Zung och BAI mäter liknande konstruktioner, med tonvikt på de somatiska aspekterna av ångest.
syftet med denna studie var att validera BAI i Portugal med en modern psykometrisk modell och sedan köra en jämförelse av BAI, STAI drag, STAI State och Zung, de mest använda skalorna av ångest i Portugal., Begränsningarna i klassisk testteori, den vanliga modellen för konstruktion och analys av test, har lett till uppkomsten av alternativa modeller, bland vilka en av de mest parsimonious är rasch-modellen, vilket möjliggör gemensam mätning av personer och föremål (Bond & Fox, 2001; rasch, 1960). En välkänd förlängning av denna modell för polytomous data är Ratingskalmodellen (Andrich, 1978; Prieto, Delgado, Perea, & Ladera, 2010; Stone, 2003)., För att uppfylla vårt mål var vi tvungna att analysera svarskategorierna, uppskatta modellparametrarna, deras precision och grad av passform, testa skalans dimensionalitet och differentialobjektets funktion och korrelera poängen från BAI, trait STAI, State STAI och Zung.
metod
deltagare
instrument
vi använde ett demografiskt frågeformulär utformat för denna forskning, som frågade om kön, ålder, bostad, etnicitet, utbildningsnivå, religion och status och följande ångestinstrument:
Beck ångest inventering (BAI; Beck et al., 1988)., Den består av 21 objekt, som är uttalanden beskrivande av ångestsymtom som deltagarna måste utvärdera med hänvisning till sig själva, i en Likert skala på 4 poäng. Möjliga total poäng går från 0 till 63 (Beck et al., 1988; Cunha, 2001).
statligt drag ångest inventering (STAI drag, STAI state; Spielberger et al., 1970). Detta frågeformulär består av två block med 20 uttalanden, utvärderade i en Fyrpunktslikert skala. Form 1, STAI tillstånd, utvärderar övergående eller tillfällig ångest och form 2, STAI drag, dispositional eller allmän ångest.,
Zung Ångest Skala (Zung, 1971). Det var utformat för att bedöma situationsångest. Skalan består av 20 uttalanden utvärderade i en Fyrpunktslikert skala. Poängen varierar från minst 20 till högst 80. De 20 objekten fördelas i fyra ångest subscales: kognitiva, motoriska, vegetativa och centrala nervsystemet, men endast den totala poängen användes i denna studie.
förfarande
testapplikationen följde etiska normer. Genomförandet genomfördes på olika universitet, företag och offentliga anläggningar., Deltagare som inte följde minst ett objekt i BAI togs bort från databasen. Saknade värden ersattes av objektmedelvärden. Omvända objekt kodades. Data analyserades med programmet Winsteps, version 3.68 (Linacre, 2009).
dataanalys
den modell som Rasch föreslog (1960) är baserad på två viktiga antaganden: attributet kan representeras på en enda dimension där människor och objekt är konjointly placerade; och personnivå och objektplats är de enda (probabilistiska) förutsägarna för ett korrekt svar., Formeln för att modellera detta förhållande är:
ln (Pis / 1 – Pis) = (Bs – Di)
där Bs är personparametern och Di objektplatsen.
med polytomous data är formeln för Betygsskalamodellen (Andrich, 1978):
ln (Pnik / Pni (k-1)) = Bn ‑ Di ‑ Fk
var, Pnik är sannolikheten att person N svar är kategori k;
Pni(k‑1) är sannolikheten att observationen eller svaret är k-1;
Bn är skicklighet, attityd, drag… för person n;
Di är platsen för punkt i;
Fk är övergångspunkten (steg) mellan k och k-1.,
denna modell används ofta i analysen av skalor med Likert-format, där alla objekt besvaras med samma uppsättning beställda kategorier. Analysen av funktionaliteten hos de kategorier av svar följt kriterier som föreslagits av Linacre (2002): a) tillräcklig frekvens och regelbunden fördelning av de valda kategorierna.b) de genomsnittliga åtgärderna enligt kategori bör monotont gå upp i betygsskala. C) Ingen kategori ska visa misfit, och d) övergångspunkterna (steg) måste öka monotont.,
modell fit (med pearsonian restbaserad statistik) och score unidimensionality utvärderades sedan., Även om strikt unidimensionalitet aldrig uppnås i praktiken (Zickar & Broadfoot, 2009), tillåter en huvudkomponentanalys av residualerna att bedöma huruvida bristen på unidimensionalitet är tillräckligt stor för att hota poängens giltighet.det mindre stränga kriteriet är Reckase ’ s (1979, citerad i Zickar & Broadfoot, 2009), enligt vilken procentandelen av variansen som förklaras bör vara över 20% och det borde inte finnas en andra dominerande faktorn.,
Differential Item Functioning (DIF) indikerar brist på giltighet eftersom sannolikheten för ett svar bestäms av andra faktorer än den uppmätta konstruktionen. För närvarande är DIF-analys ett obligatoriskt steg i valideringen av ett test. Följaktligen genomförde vi DIF-analyser med avseende på kön och ålder (30 eller mindre och mer än 30). Det förfarande som tillämpas i Winsteps uppskattar, för varje post, skillnaden mellan Post svårigheter i varje grupp (fokal och referens)., Kontrasten utförs med formeln som föreslagits av Wright och Panchapakesan (1969):
t = Bf Br / (SE2f + SE2r) 1/2
där Bf Br är objektplatser för mål-och referensgrupperna, och SE2f och SE2r är kvadraterna för deras typiska fel. Enligt Wright och Douglas (1975) motsvarar DIF värdena som försämrar åtgärderna skillnader (Bf-Br) över .5 logits. Bonferroni-korrigeringen rekommenderas emellertid för närvarande att beräkna en posteriori signifikanta skillnader (Linacre, 2010).,
slutligen genomfördes factorial ANOVAs för att testa skillnader (påverkan) efter kön och ålder i rasch-modellens poäng. Tidigare bekräftade vi att antaganden för användning av parametriska test, dvs normal fördelning (Kolmogorov-Smirnov-test) och homogenitet av varianser (Levene-test), var fullfilerade.
resultat
varje kategorisystem uppfyller Linacres (2002) kriterier, vilket framgår av Tabell 1. En gång kontrollerat kategoriernas tillräcklighet, unidimensionality sattes på prov. Bai rasch-dimensionen, analog med en första faktor i en gemensam faktoranalys, förklarade 41.,2 % av variansen: inte optimal enligt Linacre (2010), men ändå acceptabelt följande Reckase (1979, citerad i Zickar & Broadfoot, 2009). STAI-state, STAI-trait och Zung-resultaten liknade BAI: s, med 47.6%, 46.2% respektive 38.9% varians förklarad. Således är poängen i huvudsak endimensionella.
När det gäller modellpassning hittades inga föremål som överskred 1.,5 Infit och/eller Outfit, förutom Bai punkt 16 (rädsla för att dö), STAI-state punkt 4 (fyllning trött) och punkt 7 (för närvarande är jag oroad över eventuella elände) och Zung punkt 19 (Jag kan bara få en bra vila under natten). Allvarlig misfit hittades bara för STAI-drag punkt 24 (Jag önskar att jag kunde vara så glad som andra verkar vara) och Zung punkt 13 (Jag kan inspirera och löpa ut med lätthet). De återstående posterna hade värden kring unity (Linacre, 2009).
objekttillförlitligheten var mycket hög för varje skala, nära 1,00. Som person tillförlitlighet, BAI (.,79) är någorlunda bra, STAI-state och STAI-drag är mycket bra (.91 både) och Zung (.71) är måttlig. Dessa värden har viss likhet med Cronbachs α av klassisk teori. Tabell 2 visar sammanfattningen av BAI-resultaten.
tabell 3 visar Bai person-objektet samrepresentation. Det kan ses att personen menar är mycket lägre än objektet medelvärdet, visar den låga ångest nivå av provet.
inget objekt visade DIF relaterat till kön, och endast två visade åldersrelaterad dif: STAI-drag post 32 och STAI-state post 18 ( -.54 logiter och -.65)., Dessa poster fungerade inte lika för deltagarna under och över 30 även om de hade samma nivå av ångest. De bör uteslutas från testet om resultaten replikeras i efterföljande studier.
diskussion
vårt huvudsakliga mål var att genomföra en första validering av BAI för portugisisk befolkning och att jämföra det med några andra vanligtvis tillämpade ångeståtgärder (STAI-state, STAI-drag och Zung). En psykometrisk modell med optimala egenskaper, rasch rating scale-modellen, användes för att testa funktionaliteten hos svarskategorisystemen., Detta beaktas sällan av den klassiska testteorin där bestämning av kategorierna vanligtvis är a priori. Alla utvärderade skalor visade god kategorifunktion enligt Linacres kriterier (2002).
Beck ångest inventering är en skala med goda psykometriska egenskaper, och i vissa sammanhang, såsom den kliniska, där de fysiologiska symptomen är viktiga, lämpligare än andra skalor som används i Portugal.,
BAI presenterade persontillförlitlighet (liknande Cronbach α) någorlunda bra, men dålig än den interna konsistensen som presenterades i den ursprungliga versionen (Beck et al. I vissa länder som Brasilien (Cunha, 2001) och Spanien (Sanz & Navarro, 2003).
även om flera studier pekar på förekomsten av mer än en faktor i BAI (Beck & Steer, 1990, 1991; Cox et al., 1996; Steer m.fl., 1993), tidigare studerade prover kommer från olika populationer, så att generalisering är riskabel., Ur praktisk synvinkel är en ensidig åtgärd meningsfull när en av faktorerna är klart dominerande. Våra analyser visar att BAI, STAI-state, STAI-trait och Zung kan behandlas som endimensionella.
med bara några undantag var objektmodellens passform tillräckligt bra. I BAI och STAI-state hittades inga föremål med svår missanpassad. När det gäller allvarlig personmodell misfit var det aldrig över tio procent. Likaså var tillförlitlighetsuppskattningarna tillräckligt höga för varje skala., Det är värt att notera att även om BAI-åtgärderna inte visar högre tillförlitlighet (Personseparationssäkerhet) än de andra ångeståtgärderna, presenterar detta instrument den lägsta totala andelen missanpassade objekt och den lägsta andelen allvarliga missanpassade personer.
ingen post visade könsrelaterad DIF och endast två objekt från STAI-egenskapen och STAI-staten visade åldersrelaterad DIF. När det gäller påverkan hade kvinnor i genomsnitt högre ångestvärden, vilket överensstämmer med den vetenskapliga litteraturen (Grillon, 2008)., I förhållande till ålder visade BAI, STAI-drag och Zung att det yngre delprovet hade högre värden av ångest, resultat som också överensstämmer med tidigare forskning (Spence, Rapee, McDonald, & inaram, 2001).
Med tanke på att instrumenten ursprungligen utformades för att mäta intensiteten hos ångestsymtomen, särskilt fysiologiska symptom (Beck et al., 1988; Leyfer m.fl., 2006; Spielberger et al., 1970; Zung, 1971), det är inte förvånande att de flesta deltagarna var under medelvärdet av variabeln., Det kan ses att person-objekt conjoint representation är ett användbart sätt att jämföra ångest nivåer och kommunicera resultat.
Beck ångest inventering är en åtgärd som ofta används i internationell forskning, men används inte i Portugal för brist på utvärdering av psykometriska egenskaper. I denna studie visade BAI ett bra bevis på giltighet och tillförlitlighet.
det största bidraget från denna forskning var att tillåta framtida forskning i Portugal att använda BAI som ett verktyg för utvärdering av ångest, som konstruera i allmänhet., Detta är av stor betydelse, när ångest har förknippats med en ökad risk för andra sjukdomar, och spelar en viktig roll i livskvaliteten i allmänhet, liksom i förhållande till förmågan att köra i det normala dagliga livet. Dessutom involverar ångeststörningar höga individuella och sociala kostnader tenderar att vara kroniska och kan vara lika invalidiserande som somatiska störningar (Lepine, 2002).
en begränsning av denna studie var det faktum att det inte användes ett kliniskt prov, som föreslogs för framtida studier användningen av kliniska prover, med medicinska eller psykiatriska störningar.,
Andrich, D. A. (1978). En klassificeringsformulering för beställda svarskategorier. Psykometrika, 43, 561-573.
Beck, A. T., & Styra, R. A. (1990). Manual för Beck ångest inventering. San Antonio, TX: Psykologiska Corporation.
Bond, T. G., & Räv, C. M. (2001). Applicera rasch-modellen. Lea.
Cunha, J. A. (2001). Manuell da versão em português das Escalas Beck. São Paulo, SP: Casa do Psicólogo.
Grillon, C. (2008). Större ihållande ångest men inte fasisk rädsla hos kvinnor jämfört med män., Känslor, 3, 410-413.
Linacre, J. M. (2009). Winsteps (version 3.68) . Beaverton, ELLER: Winsteps.com.
Rasch, G. (1960). Probabilistiska modeller för vissa intelligenstester. Köpenhamn, Danmark: Institutet för pedagogisk forskning.
Sten, M. H. (2003). Materiell skala konstruktion. Journal of Applied Mätning, 4, 282-297.
Zung, W. (1971). Ett klassificeringsinstrument för ångest. Psykosomatik, 12, 371-379.
