En un article recent (de el Pi, Dorta i Gaos, 1993) hem estudiat algunes propietats psicomètriques de l’Qüestionari d’Activitat de Jenkins, (JAS, per mantenir les inicials angleses que han fet fortuna en la literatura referida a el tema). Les dades de la feina referit i els dels estudis de Boyd i Begley (1987) i Edwards, Baglioni i Cooper (1990) donen suport a les crítiques a l’JAS realitzades per Fekken i Holden (1988). Aquestes crítiques es refereixen a l’escassa consistència interna de les escales i a el fet que no es justifiqui la seva estructura factorial, la composició dels factors i la diferent ponderació de les puntuacions dels ítems dins de les diferents escales. Per això, en l’article citat, acceptant la proposta de valoració de les respostes als ítems feta per Boyd i Begley, vam presentar una proposta d’estructura factorial de l’JAS i les propietats psicomètriques corresponents que creiem millora la proposta que Jenkins, Zyzanski i Rosenman ( 1979) fan al manual de l’JAS.
en aquest article volem progressar en el coneixement de les propietats psicomètriques de l’JAS estudiant la seva validesa criterial.
La validesa criterial de l’JAS s’ha plantejat amb referència a tres criteris bàsics: a) l’Entrevista Estructurada, b) tasques i conductes que posen a prova i mostren les dimensions previstes en el constructe ic) la presència actual o futura de malaltia coronària (EC) en les persones que puntuen alt en el JAS.
el JAS, originalment, es va concebre com una mesura objectiva que permetés maximitzar la predicció de classificació de les persones com Tipus a o B a l’Entrevista Estructurada (EE) (Jenkins, Ro senman i Friedman, 1967). Aquest primer objectiu en l’elaboració de l’JAS està exigint que un primer aspecte a examinar en l’estudi de la validesa criterial de l’JAS sigui la seva relació amb l’EE.
La validesa de l’JAS ha estat estudiada i confirmada amb més freqüència amb referència a el segon criteri, de manera que hi ha una quantitat considerable d’investigació disponible que mostra que el JAS és una bona mesura de les característiques pròpies dels Tipus a (Glass, 1977; Carver i Glass, 1978, Matthews, 1982; Contrada , Wright i Glass, 1985 i Houston, 1986).
la validesa de l’JAS també s’ha estudiat amb certa freqüència i confirmat només parcialment quan s’ha intentat comprovar amb relació a l’EC.
en aquest treball ens centrarem en aquest últim criteri de validesa i en el de la correspondència JAS-EE.
Validesa criterial referida a l’EE
Volem deixar constància aquí que és qüestionable considerar validesa criterial l’associació entre el JAS i l’EE. De fet existeix certa polèmica en aquest sentit que recull Edwards (1991). La nostra posició referent a això és la de no considerar l’EE, tal com mantenen O’Looney (1984) i O’Looney, Harding i Eiser (1985), el criteri de mesura de l’constructe Patró de Conducta Tipus A (PCTA) i menys en la nostra versió espanyola. La nostra posició és més matisada i no tindríem cap inconvenient a cridar validesa convergent a la validesa estudiada en aquest punt, perquè l’EE no és una mesura de l’PCTA lliure d’error de mesura.
Quan la validesa criterial s’analitza amb relació a l’EE, aquesta ve expressada en percentatges d’acord en la classificació de les persones dins de diverses categories, ja que l’EE, en la pràctica totalitat dels treballs, s’ha valorat classificant a les persones en categories. Les categories de classificació varien entre dos i sis com a màxim. Els percentatges d’acord en la classificació dels subjectes que es publiquen amb posterioritat a l’manual d’el JAS són similars als que es recullen en ell. Amb relació a l’nombre de categories establertes, els resultats són bastant obvis. Si es classifiquen les persones en dues categories partint de la mitjana, el percentatge d’acord entre els dos instruments està al voltant de l’75%, si s’estableixen quatre categories, el percentatge d’acord descendeix fins a un 60% (Matthews, 1982). Si es consideren només els grups extrems, els percentatges d’acord s’eleven considerablement. Els percentatges d’acord depenen també de l’edat i de el sexe de les persones que emplenen els qüestionaris. Baixen en els més joves i en les dones (Bennett i Carrol, 1989). Aquests percentatges d’acord en la classificació a partir de l’JAS i de l’EE no donen un suport fort a la validesa predictiva de l’JAS amb relació a l’EE, doncs, com diu Matthews, un percentatge de correspondència en la classificació que oscil·la entre el 60 i el 70% només millora a l’atzar en un 10 o 20%, perquè aproximadament el 50% de la població pot ser classificada com pertanyent a l’Tipus A.
En el nostre cas ens interessa, especialment, la validesa criterial expressada a partir de la correlació entre les valoracions en l’EE i les puntuacions en les escales de l’JAS, perquè la nostra valoració de l’EE es fa a partir de unitats de mesura contínues (de el Pi i Gaos, 1992). Les correlacions de Pearson entre les puntuacions en l’Escala A del JAS i les categories en la classificació o en les puntuacions contínues en l’EE oscil·len entre .20 i .40 en les mostres d’homes adults (Chesney, Black, Chadwick i Rosenman, 1981 ; Matthews, Krantz, Dembroski i MacDougall, 1982). Aquests valors es repeteixen amb dones ocupades (Mayes, Sime i gàngster, 1984) amb estudiants universitaris homes (Matthews i altres, 1982) i amb estudiants universitàries (Musante, MacDougall, Dembroski i Van Horn, 1983). Recents investigacions sobre les correlacions entre les quatre escales de l’JAS i l’EE i els components d’aquesta han demostrat que el JAS i l’EE tenen certa variància comú. Els treballs de Matthews i altres (1982), Musante i altres (1983) i Anderson i Meininger (1993) aprecien que aquesta variància comuna està especialment associada amb el comportament precipitat i amb judicis d’hostilitat, la competitivitat i el nivell d’energia. D’altra banda, l’EE sembla tenir una variància única associada a l’estil verbal (Matthews i altres i Musante i altres) i a les valoracions clíniques i a l’expressió d’agressivitat (Anderson i Meininger). Fekken i Holden (1988) atribueixen a l’JAS, sobre la base dels estudis de Matthews i altres i Musante i altres, una variància única associada amb la pressió de el temps. L’article d’Mayes i altres (1984) dóna suport a una variància única de l’JAS lligada a la implicació en el treball. En la literatura sobre el tema hi ha un consens respecte al fet que el JAS i l’EE no mesuren components idèntics de la conducta pronocoronaria i que, per tant, no són intercanviables (Edwards, 1991).
Validesa criterial referida a la presència d’EC
Predir que una persona va a ser classificada com a o B a la EE és només un pas intermedi en l’estudi de la validesa criterial de JAS. L’objectiu final a l’avaluar la Conducta Tipus A (CTA) és predir la malaltia coronària. En les revisions quantitatives (Booth-Kewley i Friedman, 1987; Matthews, 1988; Miller, Turner, Tindale, Posavac i Dugoni, 1991) i qualitatives (Haynes i Matthews, 1988) publicades recentment, s’està d’acord en què fins a 1977, any de les dues reunions d’experts sobre el tema realitzades a Florida, hi ha un nombre considerable d’estudis que troben relació positiva entre el PCTA o alguna de les seves dimensions i l’EC considerada, tant en el procés ateromatósico que constitueix la malaltia, com en les manifestacions clíniques de la mateixa.
Sens dubte els resultats recollits per Jenkins en el manual de l’JAS corresponen a aquest primer moment. Amb posterioritat a la publicació de l’manual, els resultats no són tan positius, encara que els dissenys i desenvolupaments dels estudis podrien explicar gran part dels pobres resultats obtinguts en els últims anys (Booth-Kewley i Friedman, 1987: Miller i altres, 1991 ).
l’associació de la CTA i / o la d’algun dels seus components i l’EC depèn, en gran part, de l’criteri que s’utilitzi en els estudis com a signe d’EC. Quan es consideren de forma conjunta totes les categories de manifestacions de l’EC, l’associació entre CTA i els diferents components de la mateixa i l’EC és clara, excepte en l’Escala J en què els sans solen puntuar més que els malalts Els resultats no són tan clars quan es consideren per separat l’infart de miocardi o el procés ateromatósico. En aquests casos les escales S v J no ofereixen resultats significatius. Els resultats amb malalts que manifesten l’EC només com angina de pit són molt semblants als obtinguts en els estudis en què s’utilitzen totes les categories de manifestació de la malaltia (Booth-Kewley i Friedman, 1987; Miller i altres, 1991).
la importància dels dissenys a l’hora de trobar resultats positius entre les conductes valorades pel JAS i l’EC es pot veure en la metaanàlisi de Miller i altres (1991). El percentatge de resultats positius més baix s’obté en els estudis que utilitzen pacients d’alt risc independentment de el disseny utilitzat en l’estudi. Els estudis amb mostres de persones sanes i, entre ells, els que presenten un disseny transversal són els que obtenen percentatges més elevats de resultats positius. Alguns autors, com Miller i altres, expliquen aquests resultats apel·lant a la variabilitat de les mostres. Les mostres de sans, i més si els comparem amb grups de casos, presenten molta més variabilitat que les de malalts sols.Per a altres, (Matthews, 1988), aquests resultats i els que ella mateixa aporta són fruit de la valor precipitant que té la CTA en els casos d’incidència de l’EC i de l’absència de pes de la CTA en l’evolució de la mateixa malaltia .
Mètode i procediment
Composició de la mostra i disseny
l’estudi de la validesa criterial en aquest treball s’aborda amb un disseny transversal amb grup de casos i grup de control. El grup de casos està compost per persones afectes de cardiopatia coronària amb manifestacions clíniques d’angina o infart. L’infart està classificat com a actual, infart agut de miocardi, i antic, el produït com a mínim sis mesos abans de la visita mèdica. El grup de control el formen persones sanes. El nombre de components de cada mostra està balancejat un a un en raó de l’edat i, un cop complerta aquesta condició, els components de les diferents mostres s’han triat en funció de la pertinença a una mateixa categoria professional. Quan el balanceig en categoria professional no es podia efectuar en alguna de les edats es triava a una persona pertanyent a el nivell professional més pròxim. Les categories professionals registrades a la base de dades són: Directius, caps intermedis, Treballadors autònoms, Administratius, Obrers manuals especialitzats i Obrers manuals sense especialització.
Diagnòstic
Les diferents mostres de persones sanes són submostres d’una altra major i única composta per 488 homes. Les mostres de persones afectes de cardiopatia coronària són, al seu torn, submostres d’una mostra composta per 316 malalts coronaris homes.
A la mostra de persones sanes s’explica, en la majoria dels casos, amb la valoració de l’estat de salut facilitat pel metge d’empresa o de metge de capçalera. En la resta dels casos s’estima que són persones sanes ja que ni ells ni el qüestionari de Rose per a la detecció de cardiopatia isquèmica informen o detecten la presència de l’EC. Aquest grup està compost per empleats de diferents empreses de Santa Creu de Tenerife i per persones ateses en centres de salut de Santa Creu de Tenerife i La Llacuna.
La mostra de malalts coronaris ha estat diagnosticada a l’Hospital Universitari de Canàries. Aquesta mostra representa, aproximadament, el 80% de la població de malalts coronaris vists en aquest hospital entre els anys 1987-1992. En aquest grup la prova fonamental per al diagnòstic d’EC és el cateterisme o estudi arteriográfico. Disposem de la diagnosi a través de cateterisme per als casos de MC en una quantitat superior a l’85%. Quan no es disposa de diagnòstic per cateterisme, aquest es fonamenta en un diagnòstic clínic recolzat en l’analítica i en registres electrocardiogràfics. La valoració dels resultats de l’arteriografia i el diagnòstic clínic s’ha realitzat, en sessions clíniques, per professionals de l’servei de cardiologia de l’Hospital Universitari de Canàries.
El criteri d’obstrucció significativa en un got, i per consegüent d’EC, s’estableix quan apareix una reducció de l’arc de llum d’alguna de les artèries superior a l’75%, el que indica una reducció de l’diàmetre de l’artèria de l’50%.
Instruments de mesura
l’EE utilitzada en aquest estudi és l’adaptació espanyola de la mateixa publicada per de el Pi i Gaos (1992). Per a aquest treball, però, l’EE ha estat valorada només en els ítems que figuren en l’estudi de Matthews i altres (1982), que apareixen factorialment analitzats en el treball de De el Pi i Gaos (en revisió). La raó d’aquest petit canvi ha estat el nostre desig de validar els nostres resultats amb relació a la feina de Matthews i altres. La composició factorial de l’EE utilitzada en aquest treball es resol, com en l’estudi de De el Pi i Gaos (1992), en quatre factors: Pressió i Competitivitat, Energia (Judicis Clínics), irascibilitat i Prisa-Impaciència. La puntuació total en l’escala és la suma de les puntuacions en els quatre factors i permet diferenciar clarament els malalts coronaris de les persones sanes.
La versió dels ítems de l’JAS utilitzada en aquest treball és la que apareix en l’edició experimental de TEA i els factors contemplats són els publicats per nosaltres (de el Pi, Dorta i Gaos, 1993) extrets pel procediment de components principals i rotació varimax sobre una mostra composta per 488 homes sans d’edats compreses entre 30 i 66 anys.
Administració i correcció de proves
l’administració de proves als malalts de cor va tenir lloc en una sala destinada a aquesta finalitat a l’Hospital Universitari de Canàries i en els dies immediatament posteriors a l’hospitalització. Abans de l’administració de proves, el cardiòleg corresponent havia informat als pacients de la investigació que s’estava realitzant i havia sol·licitat als pacients la seva conformitat per participar-hi.Per a omplir les proves es considerava necessari que la condició física dels pacients fos prou bona com per contestar la bateria de proves sense cansar-se. Per als sans, les proves es van passar en el mateix centre de treball, al centre d’atenció primària o en la pròpia llar. En tots els casos només es trobaven presents l’entrevistador i l’entrevistat. Depenent de el nivell cultural dels entrevistats, aquests omplien els tests sols, però en presència de l’entrevistador, o se’ls llegien les preguntes i les alternatives de resposta que posteriorment ells triaven.
La correcció de l’JAS es va realitzar mitjançant un programa d’ordinador que reprodueix les transformacions proposades per nosaltres (de el Pi, Dorta i Gaos, 1993) en conformitat amb les suggerides per Boyd i Begley (1987). Es va acceptar en els ítems 42 a 46 l’alternativa de comportar-se o considerar-se igual que els altres que no apareix com a alternativa al JAS original ni en la versió de TEA utilitzada per nosaltres. En les aplicacions de l’JAS a Europa, i aquest és el nostre cas, es troben moltes persones que refusen acceptar una altra alternativa que no sigui la de considerar-se o comportar-se com els altres.
En el cas de l’EE es gravaven les preguntes i respostes en un magnetòfon per a la posterior valoració. Els entrevistadors van ser sempre dones, alumnes de l’pràcticum de l’especialitat de l’últim curs de Psicologia de la Universitat de la Llacuna. Les valoracions de l’EE es van fer en grups de tres persones. La valoració es feia per l’acord de dues persones com a mínim. En cas de no donar-se aquest mínim acord es tornava a sentir la resposta que havia donat l’entrevistat i s’arribava a un consens posterior a la valoració de la resposta. En el grup de persones que valoraven l’EE va estar sempre present el primer autor d’aquest treball. La valoració de l’contingut dels ítems i de l’estil verbal dels entrevistats es va fer a partir d’una sola audició de la gravació de l’entrevista.
Resultats
Validesa de l’JAS amb l’entrevista estructura com a criteri
En una primera aproximació a el grau de correspondència entre els factors de l’JAS i de l’EE es van realitzar anàlisis de correlació de Pearson sobre les respostes de 492 homes, dels quals 246 eren sans i altres tants malalts coronaris. Els resultats d’aquestes anàlisis univariada es presenten a la TAULA 1.
Una observació de la TAULA 1 permet veure que hi ha dos factors, l’1 de l’JAS i l’1 de l’EE, que presenten coeficients de correlació moderats amb tots els altres factors mentre que el factor 2 de l’JAS i el 2 de l’EE presenten correlacions baixes o molt baixes amb tots els altres factors, si exceptuem els factors 1 de l’JAS i l’1 de l’EE. A continuació analitzem les equacions de regressió que millor prediuen les puntuacions en cada un dels factors de l’EE. Utilitzem en aquesta anàlisi el mètode pas a pas. Entre els resultats d’aquesta anàlisi crida l’atenció que en les equacions de regressió sobre els factors 2, 3 i 4 de l’EE, el factor 1 de l’JAS entra en l’equació com a variable única. En aquestes equacions, el factor 1 de l’JAS explica el 12.44, 24.91 i 25.99%, respectivament, de la variabilitat de l’criteri. En l’equació de regressió sobre el factor 1 de l’EE entren a formar part de la mateixa els tres factors de l’JAS. La R2 inicial és de 29, a l’entrar en l’equació el factor 2 l’R2 és de .39 i quan entra el factor 3 de .43. La inclusió de l’factor 2 en l’equació s’incrementa un 10% el percentatge inicial de variància explicada, mentre que l’entrada en l’equació de l’factor 3 només l’augmenta en un 4%.
També analitzem la correspondència dels dos instruments de mesura de la CTA mitjançant la correlació canònica de el paquet BMDP que permet una consideració més global de la correspondència entre ambdós instruments. La prova de Bartlett indica que, a el nivell de confiança de l’.01, són necessàries dues variables canòniques per expressar la dependència entre els dos conjunts de variables. La primera va ser de 72 i explica el 52% de la variància. La segona va ser de 40 i explica el 16% de la variància. Incloses les tres correlacions canòniques resulta una chi2 (12) = 235.34, p < .001. Després de la primera correlació canònica el chi2 (6) = 46.18, p = .001. Les variables més rellevants en la primera variable canònica, atenent els pesos de les mateixes, són per part de l’JAS el factor 1 (95) i el factor 3 (.62) i per part de l’EE el factor 1 (.88 ) i els factors abril (69) i 3 (65). El significat psicològic de la segona correlació canònica és difícil de trobar, el més significatiu d’ella és que el major pes en la mateixa ho té el factor 2 de l’JAS (66).
Validesa de l’JAS amb l’estat de salut com a criteri
L’estat de salut o malaltia coronària és el criteri últim que es pretén predir quan s’analitza la validesa criterial de l’JAS. Els resultats dispars obtinguts en funció de la mostra de malalts coronaris estudiats ens porta a analitzar la validesa per a tres grups de malalts coronaris per separat.
VALIDESA criterial REFERIDA A TOT TIPUS DE MALALTIA CORONÀRIA
s’utilitza en aquest anàlisi una MANOVA en què es prenen de forma conjunta els tres factors de l’JAS considerats com a variables dependents i com a variables independents tres factors (salut, edat i condició laboral) dividits en dues categories cada un d’ells (malalts-sans , joves-grans i treballadors amb responsabilitat pròpia-treballadors dependents), pel que resulta un disseny de tres vies de 2 X 2 X 2. Comptàvem amb una mostra composta per 246 homes sans i altres tants malalts coronaris equiparats en edat que havien estat diagnosticats com afectes d’angina (95), infart antic (59), infart actual (37), angina més infart actual (9), angina més infart antic (11) i altres (35). La mitjana d’edat d’ambdós grups és de 53.55 i la desviació típica de 6.89.
Els estadístics descriptius dels grups que es formen en les nostres anàlisis apareixen a la TAULA 2. Perquè coincidissin els Ns dels grups en raó de la diagnosi i de l’edat, es van eliminar tant els malalts com els sans de 52 anys, de manera que les anàlisis es fan sobre 464 persones de les que 232 són sanes i altres tantes malalts coronaris.
els resultats de l’MANOVA no ofereixen cap interacció estadísticament significativa. Sí s’aprecien efectes principals significatius en cadascun dels factors a partir de el test de Hotelling. Els estadístics dels efectes univariada sobre cadascuna de les variables dependents amb probabilitat inferior a 0,05 són: per al diagnòstic, factor 1, F (1,393) = 11.64 (p = .001) i factor 3 (1.393) = 11.46 (p = .001); per a la professió, factor 1, F (1.393) = 4.25 (p = .04), factor 2, F (1.393) = 80.85 (p < .001) i factor 3, F (1.393) = 3.78 (p = .05); per a l’edat, factor 2, F (1,393) = 29.72 (p < .001).
L’Escala Total d’el JAS es va analitzar per separat mitjançant un ANOVA també de 2 X 2 X 2 ja que les seves puntuacions són linealment dependents de les puntuacions en els factors de l’JAS. Van resultar significatius només els efectes principals, F (1,393) = 10.25 (p = .001) per al diagnòstic, F (1,393) = 27.42 (p < .001) per a la professió i F (1,393) = 9.99 (p = .002) per a l’edat.
Com podem veure a la TAULA 2, en tots els casos en què es donen diferències significatives en la Escala Total aquestes van en la direcció hipotetizada com més probable. Puntuen més els malalts coronaris, les persones que afronten més responsabilitat en el treball i les persones més joves. Els resultats en els factors de l’JAS ens permeten matisar les diferències entre grups. Els factors 1 (Rapidesa-Energia-Impulsivitat) i 3 (Perseverança-Competitivitat) són propis dels malalts coronaris i de les persones que desenvolupen una feina que comporta certa responsabilitat. El factor 2 (Pressió de l’Temps i de l’Treball) defineix a les persones joves que tenen responsabilitat laboral (directius, caps intermedis i treballadors autònoms).
VALIDESA criterial REFERIDA LA MALALTIA CORONÀRIA MANIFESTADA COM ANGINA O INFART
Abordem en aquest apartat l’estudi de la validesa diferencial de l’JAS mitjançant anàlisi discriminant. Les dades recollides en la revisió inicial del tema donen suport a una millor diferenciació entre sans i malalts coronaris quan aquests han patit angina que quan han patit infart.
Les mostres previstes en les anàlisis discriminants estan formades per 111 malalts afectes de angina la mitjana d’edat és de 53.55 anys i la desviació típica de 6.89. El grup compost per malalts que han patit un infart el formen 116 persones i els valors de la mitjana i de la desviació típica són 51.64 i 8.13, respectivament. Lògicament les mitjanes i desviacions típiques dels grups de control són les mateixes, perquè els sans que els integren estan equiparats en edat un a un amb els malalts.
Les variables predictores que s’introdueixen en les anàlisis discriminants pas a pas són els tres factors de l’JAS i la professió.
l’anàlisi realitzada en el grup format per sans i malalts coronaris que han patit angina ofereix diferències significatives en les anàlisis univariada en el factor 1, F = 18.57 (p < .001), i en el factor 3, F = 10.39 (p = .001) i resulta una funció discriminant significativa a l’.001 composta per les variables factor 1, factor 3 i professió. Aquesta funció classifica correctament a l’63.11% dels subjectes.
L’anàlisi realitzada en el grup format per sans i malalts que han patit infart no ofereix cap funció discriminant significativa. Les anàlisis univariada només presenten una diferència marginalment significativa entre grups a partir de l’factor 3, F = 2.88 (p = .09).
Discussió
La discussió dels resultats que anem a abordar necessita, creiem, unes precisions prèvies que centrin els nostres comentaris i conclusions.
En els últims anys es manifesta una tendència clara a abandonar la consideració global de l’PCTA causa de que d’aquesta manera s’obtenen resultats menys clars que quan s’atén als seus components (Rosenman, Swan i Carmelli, 1988). Nosaltres vam participar en part d’aquesta tendència i advoquem per usar els instruments de mesura de l’PCTA contemplant de forma aïllada seus components, però sense renunciar a presentar un índex de valoració global del mateix.
Una altra precisió prèvia és la referida a la concepció de l’PCTA ia les propostes de superar-lo per part d’alguns autors com ja hem exposat en un altre lloc (de el Pi, en premsa). Dins d’aquestes posicions ens identifiquem amb la dels que pretenen superar el constructe PCTA i en les seves investigacions apel·len a un conjunt obert de conductes que denominen conductes pronocoronarias (Dembroski, Weis, Shields, Haynes i Feinleib, 1978; Siegman i Dembroski, 1989). Aquesta postura creiem que no és oposada a la posició de Friedman que, al nostre parer, sempre ha entès el PCTA com un conjunt obert compost per conductes pronocoronarias. Qüestió diferent és que des del primer moment Friedman i el seu equip fossin capaços de detectar i proposar les conductes que millor predeien o correlacionaven amb l’EC. De fet, Friedman (1989) considera un error la construcció de l’JAS, encara que participi en ella (Jenkins i altres, 1967), perquè el JAS no recull en el seu contingut l’hostilitat, una dimensió clarament pronocoronaria.
fetes aquestes precisions passem a comentar els resultats. Les correlacions entre les aproximacions globals a l’PCTA capturat per cada instrument, tant quan es realitza mitjançant la correlació canònica com quan es fa mitjançant la correlació de Pearson considerant com Escala Total la suma de les puntuacions en tots els factors, posen de manifest una correspondència mitjana -alta entre els mateixos. Aquest resultat permet afirmar que tots dos instruments mesuren un mateix constructe sobre la base dels factors 1, 3 i 4 de l’EE. Però ho fan amb matisos diferenciats, com queda palès en les anàlisis realitzades a partir dels diferents factors. Les anàlisis de regressió múltiple deixen clar que el factor 1 de l’JAS és el que major variància explica en tots els casos. Aquest resultat unit a les baixes correlacions que presenten els altres factors entre si ens indica, primer, que el factor 1 de l’JAS no és unidimensional com ja vam posar de manifest (De el Pi, Dorta i Gaos, 1993) i, segon, que els continguts de l’EE no estan ben representats en el JAS. Aquest és el cas, per exemple, de l’factor 2 de l’EE que mesura un comportament enèrgic i hostil durant l’entrevista i de què el factor 1 només explica el 12.44% de la variància. El factor 2 de l’JAS, d’altra banda, és el que ha presentat les correlacions més baixes amb qualsevol dels factors de l’EE i és el més representatiu en la segona variable canònica. Aquesta dada, bastant freqüent en la literatura (Mayes i altres, 1984; Byrne, Rosenman, Schiller i Chesney, 1985) ens indica que el contingut de l’factor 2 és el que menys relació té amb els factors de l’EE, encara que expliqui octubre 1 % de la variància de l’factor 1 de l’EE. També és el menys específic d’aquest instrument de valoració de l’PCTA. Anderson i Meininger (1993) es refereixen a aquest resultat com variància única de l’JAS. Efectivament, els valors baixos de les correlacions indiquen que aquest factor recull un contingut especialment representat en el JAS, però que, com hem vist en les diferents anàlisis, no captura components centrals d’un patró de conductes pronocoronarias.
l’anàlisi de la validesa de l’JAS amb relació als grups criteri de sans i malalts ofereix quatre resultats que mereixen una consideració: la clara diferenciació entre sans i tot tipus de malalts coronaris, la no discriminació entre cap dels grups de malalts i sans a partir d’el factor 2 de l’JAS, la validesa diferencial de l’JAS en funció de les mostres de malalts coronaris que s’utilitzin en els estudis i la importància de l’factor professió a l’hora d’explicar les puntuacions en el JAS.
la clara diferenciació entre sans i malalts coronaris de tot tipus és un resultat que avala la validesa criterial de l’Escala Total d’el JAS i dels factors 1 i 3.La no diferenciació entre sans i malalts coronaris de diferent tipus a partir d’el factor 2 de l’JAS proposat per nosaltres és el mateix resultat que es dóna amb l’escala J de l’JAS. Aquest és el resultat que també apareix en les metaanàlisis existents (Booth-Kewley i Friedman, 1987). L’escala J, com el nostre factor 2, mesura una dedicació a la feina pròpia de les persones més joves que encara estan en condicions de progressar socialment per la seva entrega a la feina, però no una conducta que derivi en EC o que permeti diferenciar entre sans i malalts . L’escala J i el nostre factor 2 han, doncs, ser exclosos dels components d’una escala global que pretengui mesurar conductes pronocoronarias. Es pot considerar només com una condició o situació que afavoreix la manifestació de la CTA.
Els resultats obtinguts amb els malalts afectes d’angina en els factors 1. Rapidesa-Energia-Impulsivitat, i 3, Perseverança-Competitivitat, mostren diferències significatives entre grups que es corresponen exactament amb la hipòtesi més probable: els malalts coronaris puntuen més alt en ells que les persones sanes. En el cas dels malalts afectes d’infart només apareix una diferència marginal entre grups en el factor 3. Aquest resultat sembla important perquè ens està dient que el JAS discrimina entre sans i malalts coronaris quan la malaltia es manifesta com angina i no quan es manifesta com infart. El específic no sembla ser la malaltia coronària, sinó la seva forma de manifestar-se.
La primera hipòtesi que remenem per explicar aquests resultats va ser que, a l’estar compost el grup de malalts afectes d’infart per malalts amb infart antic i infart actual, els components de el grup que havien patit aquest episodi de feia sis mesos o més, infart antic, haguessin modificat el seu estil de vida i presentessin menys puntuació en els factors de l’JAS que els que havien patit un infart recentment. Això no es compleix. Les persones que presenten infart antic mostren puntuacions lleugerament més altes en els factors de l’JAS que els malalts que mostren un infart actual, tot i que la diferència entre ells no sigui estadísticament significativa.
La segona hipòtesi que elaborem va ser que les persones que pateixen d’angina siguin persones més ansioses que les que pateixen d’infart. De la comparació en ansietat mitjançant el Qüestionari d’Ansietat Estat-Tret de Spielberger, Gorsuch i Lushene en l’adaptació espanyola de TEA (1988), resulta una major puntuació en els dos tipus d’ansietat en les persones que han patit angina (mitjanes de el grup amb angina en ansietat estat i tret 19.38 v 23.42; mitjana de el grup amb infart 17.46 i 21.6). Aquesta diferència no és, però, estadísticament significativa, però apunta en aquesta direcció. Com sabem, d’altra banda, que el JAS no correlaciona amb l’ansietat (Matthews, 1982; Edwards i Baglioni, 1991), l’explicació als nostres resultats podria lligada a el model de relació personalitat-malaltia que Suls i Rittenhouse (1990) anomenen ‘ precipitant de conductes perilloses ‘. Aquest model estima que la relació CTA-EC s’estableix sobre la base que els tipus A desenvolupen més conductes perilloses per a la seva salut. Entre aquestes conductes es troben el negar els primers signes d’atacs a el cor incrementant, d’aquesta manera, la seva probabilitat de mort davant d’aquests atacs. D’acord amb aquest model, les persones afectes d’angina mostren amb més claredat conductes pronocoronarias perquè el seu major grau d’ansietat els porta a una major preocupació per la seva salut i, en conseqüència, a sobreviure més. Els malalts que han experimentat un infart mostren menys conductes pronocoronarias, perquè els membres d’aquest grup més significatius per la seva conducta pronocoronaria haurien mort en major nombre per haver-se preocupat menys de tenir cura de la seva salut. Creiem que aquesta és una explicació possible, però també pensem que el tema pot ser més complex i que queda una qüestió important oberta a la recerca en aquest resultat que s’ha produït en el nostre treball.
La notòria importància de l’ factor, nivell professional, per explicar la presència dels components de l’PCTA és coherent amb la concepció de l’PCTA com un complex acció-emoció que es mostra davant de situacions que suposen reptes i desafiaments. Sembla clar que les situacions per les quals passen els treballadors autònoms i els directius amb personal al seu càrrec generen més situacions d’aquest tipus que les que es produeixen en el cas dels treballadors dependents.
Concloem dient que el JAS només conté dues dimensions que permeten diferenciar entre sans i malalts coronaris, sobretot si aquests han patit angina.Per tant, i d’acord amb la posició teòrica adoptada per nosaltres a l’començament d’aquesta discussió, proposem com Escala Total d’CTA o mesura global de conductes pronocoronarias a partir de l’JAS a la formada pels dos factors que capturen diferències entre grups, rapidesa- energia-Impulsivitat i Perseverança-Competitivitat. Creiem que el nostre factor 2 o l’Escala J de l’JAS no troben suport en la literatura perquè se segueixin considerant components d’un patró de conductes pronocoronarias. Només tindrien sentit com escales que revelen situacions elicitadoras de l’PCTA.
Creiem que aquesta proposta nostra està més justificada que la que es fa en el manual de l’JAS, en el qual, després de fer una proposta de la composició factorial dels ítems inclosos en l’Inventari, es presenta com a mesura de la CTA una escala d’extracció clínica sense cap relació amb les anàlisis factorials, procediment que crida l’atenció de tots els crítics (Fekken i Holden, 1988; Edwards, 1991).