Nun artigo recente (de Pine, Dreta e Gaos, 1993) Estudamos dalgunhas propiedades psicométricas do Cuestionario da actividade de Jenkins, (JAS, para manter as iniciais inglesas que fixeron unha fortuna na literatura referida ao tema). Os datos do traballo referido e os dos estudos de Boyd e Begley (1987) e Edwards, Baglioni e Cooper (1990) apoian as críticas do JAS interpretadas por Fekken e Holden (1988). Estas críticas refírense á escasa consistencia interna das escalas e do feito de que a súa estrutura factorial non está xustificada, a composición dos factores e a diferente ponderación das puntuacións dos elementos dentro das diferentes escalas. Polo tanto, no artigo mencionado, aceptando a proposta de avaliar as respostas aos artigos feitos por Boyd e Begley, presentamos unha proposta para unha estrutura factorial de JAS e as propiedades psicométricas correspondentes que cremos que mellora a proposta de que Jenkins, Zyzanski e Rosenman ( 1979) fan no Manual de JAS.
Neste artigo queremos progresar no coñecemento das propiedades psicométricas de JAS que estudan a súa validez de criterios.
A validez dos criterios da JAS levantouse con referencia a tres criterios básicos: a) A entrevista estructurada, b) tarefas e comportamentos que proban e mostran as dimensións contempladas na construción e c) a presenza actual ou futura de enfermidade cardíaca coronaria (CE) en persoas que marcan alto no JAS.
O JAS, orixinalmente, foi concibido como unha medida obxectiva que maximizaría a predición da clasificación das persoas como tipo A ou B na entrevista estructurada (EE) (Jenkins, RO Senman e Friedman, 1967). Este primeiro obxectivo na preparación de JAS está esixindo que un primeiro aspecto para examinar no estudo da validez criterial de JAS é a súa relación cos EE.
A validez do JAS foi estudada e confirmada con máis frecuencia con referencia ao segundo criterio, de xeito que hai unha cantidade considerable de investigación dispoñible que demostre que o JAS é unha boa medida das características dos tipos A (Glass, 1977, Carver e Copa, 1978, Matthews, 1982; Contrada, Wright e Glass, 1985 e Houston, 1986).
A validez do JAS tamén foi estudada cunha certa frecuencia e confirmada só parcialmente cando se intentou comprobar en relación á CE.
Neste traballo imos centrarnos neste último criterio de validez e na correspondencia JAS-EE.
Validez criterio referida ao EE
Queremos gravar aquí que é cuestionable considerar a validez crítica a asociación entre JAS e EE. UU. De feito, hai algunha controversia neste sentido que recolle Edwards (1991). A nosa posición a este respecto é que de non considerar a EE, como mantida por O’Loney (1984) e O’Loney, Harding e Eiser (1985), o criterio de medición do patrón de conduta tipo A (PCTA) e menos A nosa versión en español. A nosa posición é máis matizada e non teriamos ningunha reparación para chamar a validez converxente na validez estudada neste momento, porque o EE non é unha medida do erro de medición gratuíto de PCTA.
cando o criminal é válido Analizado en relación aos EE, exprésase como porcentaxes de acordo coa clasificación das persoas dentro de varias categorías, xa que a EE, en práctica todo o traballo, valorou a clasificación das persoas en categorías. As categorías de clasificación varían entre dous e seis máximos. As porcentaxes segundo a clasificación das materias publicadas despois de que o Manual JAS sexa similar ás recollidas nel. No que respecta ao número de categorías establecidas, os resultados son bastante obvios. Se a xente está clasificada en dúas categorías, a porcentaxe de acordo entre ambos instrumentos é de aproximadamente o 75%, se se establecen catro categorías, a porcentaxe segundo o 60% (Matthews, 1982). Se só se consideran grupos extremos, as porcentaxes coinciden considerablemente. As porcentaxes dependen da idade e do sexo das persoas que cumpren os cuestionarios. Descenden nos máis novos e en mulleres (Bennett e Carrol, 1989). Estas porcentaxes segundo a clasificación de JAS e EE non dean un forte apoio á validez preditiva de JAS en relación aos EE, como din Matthews, unha porcentaxe de correspondencia na clasificación que oscila entre 60 e 70% só mellora ao azar por 10 ou 20%, porque aproximadamente o 50% da poboación pode clasificarse como pertencente ao tipo A.
No noso caso estamos interesados, especialmente, a validez dos criterios expresada a partir da correlación entre as valoracións dos EE e as puntuacións das escalas do JAS, porque a nosa avaliación EE faise a partir de unidades de medición continua ( Pino e Gaos, 1992). Correlacións de Pearson entre as puntuacións na escala A OS das JAS e as categorías da clasificación ou nas puntuacións continuas oscilan entre .20 e .40 nas mostras de machos adultos (Chesh, Black, Chadwick e Rosenman, 1981; Matthews, Krantz , Dembroski e MacDougall, 1982). Estes valores repítense con mulleres empregadas (Mayes, SIME e GANSTER, 1984) con estudantes universitarios (Matthews e outros, 1982) e con estudantes universitarios (Must, MacDougall, Dembroski e Van Horn, 1983). Investigación recente sobre as correlacións entre as catro escalas de JAS e os EE e os compoñentes do que demostraron que JAS e EE teñen algunha varianza común. Os traballos de Matthews e outros (1982), Musante e outros (1983) e Anderson e Meininger (1993) aprecian que esta varianza común está especialmente asociada co comportamento apresurado e os xuízos de hostilidad, a competitividade eo nivel de enerxía. Doutra banda, o EE parece ter unha varianza única asociada con estilo verbal (Matthews e outros e Musante e outros) e avaliacións clínicas e a expresión da agresividade (Anderson e Meininger). Fekken e Holden (1988) atribúen a JAS, baseado nos estudos de Matthews e outros e Musante e outros, unha varianza única asociada á presión do tempo. Mayes e outros (1984) apoia unha varianza única de JAS ligada á implicación no traballo. Na literatura sobre o tema hai un consenso que JAS e EE non miden compoñentes idénticos da conduta de procesar e, polo tanto, non son intercambiables (Edwards, 1991).
Criterios relacionados coa presenza de CE
Prever que unha persoa será clasificada como AB no EE é só un paso intermedio no estudo da validez dos criterios de JAS. O obxectivo final ao avaliar o comportamento tipo A (CTA) é predecir a enfermidade coronaria. Nas críticas cuantitativas (Booth-Kewley e Friedman, 1987, Matthews, 1988, Miller, Turner, Tindale, Posavac e Dugoni, 1991) e Cualitative (Haynes e Matthews, 1988) publicados recentemente, coincide en que ata 1977, ano do Dúas reunións de expertos sobre o tema feita en Florida, hai un número considerable de estudos que atopan unha relación positiva entre o PCTA ou calquera das súas dimensións e a CE consideradas, tanto no proceso de ateromatóstico que constitúe a enfermidade, como nas manifestacións clínicas de El.
Sen dúbida os resultados recollidos por Jenkins no Manual JAS corresponden a este primeiro momento. Posterior á publicación do manual, os resultados non son tan positivos, aínda que os deseños e desenvolvementos dos estudos poderían explicar gran parte dos pobres resultados obtidos nos últimos anos (Booth-Kewley e Friedman, 1987: Miller e outros, 1991).
A asociación da CTA e / ou a dun dos seus compoñentes e da CE depende, en gran parte, dos criterios utilizados nos estudos como sinal de CE. Cando todas as categorías de manifestacións CE, a Asociación entre CTA e os distintos compoñentes e a CE están claros, excepto na escala J na que os saudables tenden a marcar máis que os resultados dos enfermos non están tan claros cando o infarto de miocardio ou O proceso de ateromáticos considérase por separado. Nestes casos, as escalas S V J non ofrecen resultados significativos. Os resultados cos pacientes que manifestan a CE só como angina pectoris son moi similares aos obtidos nos estudos nos que se usan todas as categorías de manifestación da enfermidade (Booth-Kewley e Friedman, 1987, Miller et al., 1991).
A importancia dos deseños ao atopar resultados positivos entre os comportamentos valorados por JAS e CE pódese ver na meta-análise de Miller e outros (1991). A porcentaxe de resultados positivos menores obtense en estudos que utilizan pacientes de alto risco independentemente do deseño empregado no estudo. Estudos con mostras de persoas saudables e, incluídos aqueles que presentan un deseño transversal son aqueles que obteñen maiores porcentaxes de resultados positivos. Algúns autores, como Miller e outros, explican estes resultados apelando á variabilidade das mostras. Mostras de saúde saudables e máis se os comparamos cos grupos de caso, teñen moita máis variabilidade que aqueles enfermos.Para outros, (Matthews, 1988), estes resultados e os que proporcionan son o resultado do valor precipitativo que a CTA ten nos casos de incidencia da CE e a ausencia do peso da CTA na evolución do mesmo Enfermidade.
Método e procedemento
Composición de mostra e deseño
O estudo da validez dos criterios neste traballo está dirixido cun grupo de deseño e control transversal .. O grupo de casos está composto por persoas afectadas pola enfermidade coronaria con manifestacións clínicas de angina ou infarto. O infarto clasifícase como infarto de miocardio agudo e agudo, e antigos producidos polo menos seis meses antes da visita médica. O grupo de control está formado persoas saudables. O número de compoñentes de cada mostra é equilibrado por un por mor da idade e, unha vez que se cumpriu esta condición, os compoñentes das diferentes mostras foron elixidas en función da pertenencia á mesma categoría profesional. Cando o rolamento en categoría profesional non se puido levar a cabo nunha das idades, foi elixido unha persoa que pertence ao nivel profesional máis próximo. As categorías profesionais rexistradas na base de datos son: xestores, líderes intermedios, autónomos, traballadores administrativos, traballadores manuais especializados e traballadores manuais sen especialización.
diagnóstico
As mostras de persoas diferentes son saudables Sub-mostras doutro maior e único composto por 488 machos. As mostras das persoas afectadas pola enfermidade cardíaca coronaria son, á súa vez, sub-mostras dunha mostra composta por 316 pacientes coronarios masculinos.
Na mostra de persoas saudables, na maioría dos casos, coa valoración de O estado de saúde proporcionado pola empresa ou do médico. No resto dos casos estímase que son persoas sans xa que nin eles nin o cuestionario de rosa para a detección de enfermidades cardíacas isquémicas informan ou detectan a presenza de CE. Este grupo está composto por empregados de diferentes empresas de Santa Cruz de Tenerife e por persoas asistidas nos centros de saúde de Santa Cruz de Tenerife e a Laguna.
A mostra de coroas foi diagnosticada no Hospital Universitario de Canarias Illas Esta mostra representa aproximadamente o 80% da poboación de Coronillas vistas neste hospital entre 1987-1992. Neste grupo, a proba fundamental para o diagnóstico da CE é o cateterismo ou o estudo arteriográfico. Temos diagnóstico a través da cateterización para os casos CE nun importe superior ao 85%. Cando o diagnóstico non está dispoñible para a cateterización, baséase nun diagnóstico clínico apoiado por analíticas e rexistros electrocardiográficos. A avaliación dos resultados da arteriografía e do diagnóstico clínico foi realizada en sesións clínicas, por profesionais do servizo de cardioloxía do Hospital Canarias.
O criterio de obstrución significativa nun vaso e por consecuente EC , establécese cando unha redución do arco de luz de calquera das arterias superiores ao 75% aparece, que indica unha redución do diámetro da arteria do 50%.
Instrumentos de medición
O EE Usado neste estudo é a adaptación española do mesmo publicado polo Pine e Gaos (1992). Para este traballo, con todo, o EE foi valorado só nos elementos que figuran no estudo de Matthews e outros (1982), que aparecen factualmente analizados no traballo de Pine e Gaoos (en revisión). O motivo deste pequeno cambio foi o noso desexo de validar os nosos resultados en relación co traballo de Matthews e outros. A composición factorial dos EE Usada neste traballo é resolta, como no estudo de Pine e Gaos (1992), en catro factores: presión e competitividade, enerxía (ensaios clínicos), iracibilidad e présa de impaciencia. A puntuación total na escala é a suma das puntuacións nos catro factores e permítelle diferenciar claramente os coronadores de persoas saudables.
A versión dos elementos da JAS utilizada neste traballo é a única que aparece na edición experimental de Té e os factores contemplados son os publicados por nós (do piñeiro, Dreta e Gaos, 1993) extraídos polo proceso de compoñentes principais e a rotación de Varimax nunha mostra composta por 488 homes saudables entre 30 e 66 anos.
Administración e corrección de probas
A administración de probas a pacientes cardíacas tivo lugar nunha sala destinada a este efecto no Hospital Universitario de Canarias e nos días inmediatamente despois da hospitalización .. Antes da xestión de probas, o cardiólogo correspondente informara aos pacientes da investigación que se estaba a levar a cabo e pediron aos pacientes coa súa conformidade a participar nel.Para cubrir as probas que se consideraba necesario que a condición física dos pacientes era o suficientemente boa como para responder á batería de proba sen cansar. Para o saudable, as probas foron aprobadas no mesmo lugar de traballo, no centro de atención primaria ou na propia casa. En todos os casos, o entrevistador e o entrevistado só estaban presentes. Dependendo do nivel cultural dos entrevistados, completaron as probas solos, pero en presenza do entrevistador, ou foron lidas as preguntas e as alternativas de resposta que máis tarde elixiron.
A corrección JAS foi feita por Un programa informático que reproduce as transformacións propostas por nós (desde o Piñeiro, Dreta e Gaos, 1993) de acordo cos suxeridos por Boyd e Begley (1987). A alternativa a comportarse ou ser considerada como unha alternativa é aceptada nos elementos 42 a 46 foi considerada como unha alternativa na JAS orixinal ou na versión do té utilizada por nós. Nas aplicacións de JAS en Europa, e este é o noso caso, hai moitas persoas que se negan a aceptar outra alternativa que non sexa considerada ou se comportan como outros.
No caso das preguntas e respostas gravadas en A Magnetophone para a avaliación posterior. Os entrevistadores sempre foron mulleres, estudantes da especialidade práctica do último curso de psicoloxía da Universidade da Laguna. As avaliacións dos EE fixéronse en grupos de tres persoas. A valoración foi feita polo acordo polo menos de dúas persoas. No caso de non tomar este acordo mínimo, a resposta dera ao entrevistado e alcanzou un consenso posterior na avaliación da resposta. No grupo de persoas que valoraron os EE, o primeiro autor deste traballo foi sempre presente. A avaliación dos contidos dos elementos e do estilo verbal dos entrevistados foi feita a partir dunha única audición da gravación de entrevistas.
Resultados
Validez JAS coa estrutura da entrevista como criterio
Nunha primeira aproximación ao grao de correspondencia entre os factores de JAS e as análises de correlación EE EE PEARSON foron realizadas sobre as respostas de 492 machos, dos que 246 eran saudables e tantos coronadores enfermos. Os resultados destas análises univariables preséntanse na táboa 1.
Unha observación da táboa 1 permítelle ver que hai dous factores, o 1 da JAS e 1 no EE, que teñen coeficientes de correlación moderados Con todos os outros factores mentres que o factor 2 da JAS e 2 dos EE presentamos correlacións baixas ou moi baixas con todos os outros factores, se nós, excepto os factores 1 de JAS e 1 en Estados Unidos. A continuación analizamos as ecuacións de regresión que mellor Prever puntuacións en cada un dos factores do EE. UU. Usamos o método paso a paso nesta análise. Entre os resultados desta análise é a atención que nas ecuacións de regresión dos factores 2, 3 e 4 dos EE, o factor 1 da JAS entra na ecuación como unha única variable. Nestas ecuacións, o factor 1 de JAS explica 12,44, 24,91 e 25,99%, respectivamente, da variabilidade do criterio. Na ecuación de regresión do factor 1 dos EE, os tres factores do JAS son parte dela. A R2 inicial é .29, ao entrar na ecuación o factor 2 o R2 é .39 e cando o factor 3 de .43 entra. A inclusión do factor 2 na ecuación aumenta o 10% a porcentaxe inicial da varianza explicada, mentres que a entrada na ecuación do factor 3 só aumenta un 4%.
Tamén analizamos a correspondencia das dúas medicións Instrumentos da CTA a través da correlación canónica do paquete BMDP que permite unha consideración máis global da correspondencia entre ambos instrumentos. A proba de Bartlett indica que, a nivel de confianza de .01, necesítanse dúas variables canónicas para expresar a dependencia entre os dous conxuntos de variables. O primeiro foi .72 e explica o 52% da varianza. O segundo foi .40 e explica o 16% da varianza. Incluíndo as tres correlacións canónicas é un chi2 (12) = 235.34, p < .001. Despois da primeira correlación canónica chi2 (6) = 46.18, p = .001. As variables máis relevantes da primeira variable canónica, atendendo aos seus pesos, son por JAS Factor 1 (.95) e factor 3 (.62) e por EE Factor 1 (.88) e factores 4 (.69) e 3 (.65). O significado psicolóxico da segunda correlación canónica é difícil de atopar, o máis importante sobre iso é que o maior peso nel ten o factor 2 do JAS (.66).
A validez JAS co estado de saúde como criterio
O estado de saúde ou enfermidade coronaria é o criterio final que se pretende predecir cando se analiza a validez criminal de JAS. Os resultados dispares obtidos segundo a mostra de coroas estudadas lévanos a analizar a validez por tres grupos de coronados por separado.
Valididade criterio referida a todo tipo de enfermidade coronaria
un MANOVA en que os tres factores da JAS considerados como variables dependentes e como variables independentes utilízanse nesta análise e como variables independentes tres factores (saúde, idade e condición de traballo) divididos en dúas categorías cada unha delas (saudable, saudable, saudable) Seniors e traballadores con traballadores dependentes de auto-responsabilidade), polo que é un deseño de tres vías de 2 x 2 x 2. Tivemos unha mostra composta por 246 machos saudables e moitos outros coronais coincidiron coa idade que foran diagnosticados como afectos de Angina (95), infarto antigo (59), infarto actual (37), máis infarto actual (9) angina, angina máis antiga infarto (11) e outros (35). A idade media dos dous grupos é de 53,55 e a desviación estándar de 6,89.
Os estatísticos descritivos dos grupos que están formados nas nosas análises aparecen na táboa 2. Para coincidir cos NS dos grupos por mor do diagnóstico e a idade, os enfermos e os saudables dos 52 anos foron eliminados, de xeito que as análises se realizan máis de 464 persoas das que 232 son saudables e outros pacientes coronarios.
Os resultados do MANOVA non ofrecen ningún interacción estadísticamente significativa. Si, os principais efectos principais son apreciados en cada un dos factores da proba de hoteling. Estatísticas de efectos univarizados sobre cada unha das variables dependentes con menos de .05 probabilidade son: para o diagnóstico, o factor 1, f (1,393) = 11,64 (p = .001) e factor 3 (1.393) = 11,46 (p = .001) ; Para a profesión, factor 1, f (1,393) = 4.25 (p = .04), factor 2, f (1.393) = 80.85 (p < .001) e factor 3, F (1,393) = 3.78 (p = .05); Para a idade, o factor 2, f (1,393) = 23992c6756 “> .001).
A escala total da JAS foi analizada por separado por unha ANOVA tamén De 2 x 2 x 2 desde que as súas puntuacións dependen linealmente das puntuacións dos factores do JAS. Só os principais efectos, f (1.393) = 10.25 (p = .001) para o diagnóstico, F (1,393) = 23.42 (P < ) = 9.99 (p = .002) para a idade.
Como podemos ver na táboa 2, en todos os casos en que se producen diferenzas significativas na escala total estas van na dirección hipotétada máis probable. Puntan máis pacientes coronarios, persoas que enfrontan máis responsabilidade no traballo e á xente máis nova. Os resultados nos factores de JAS permítennos cualificar as diferenzas entre grupos. Factores 1 (Rapid-Energy-Impulsiveness) e 3 (perseveranza-competitividade) son típicos de pacientes coronarios e persoas que desenvolven un emprego que implica unha certa responsabilidade. Factor 2 (tempo e presión de traballo) define aos mozos que teñen responsabilidade laboral (xestores, cabezas intermedias e traballadores autónomos).
A validez criterio referida a enfermidades cardíacas coronarias manifestada como angina ou infarto
Achegámonos nesta sección o estudo da validez diferencial de JAS a través da análise discriminante. Os datos recollidos na revisión inicial do tema apoian unha mellor diferenciación entre a saúde saudable e coroada cando sufriron angina que sufriron infarto.
As mostras contempladas en análises discriminatorias están formadas por 111 pacientes afectados. Angina Cuxa idade media ten 53,55 anos e a desviación estándar de 6,89. O grupo composto por pacientes que sufriron un ataque cardíaco, 116 persoas e os valores da media e a desviación típica son 51.64 e 8.13, respectivamente. Lógicamente, os medios e desviacións típicas dos grupos de control son iguais, xa que os saudables que os integran son equiparados á idade dun a un cos enfermos.
As variables predicantes que se introducen no paso de análise discriminante Un paso son os tres factores de JAS e da profesión.
A análise realizada no grupo que consiste en coronares saudables e enfermos que sufriron angina ofrecen diferenzas significativas nas análises univariables no factor 1, F = 18.57 ( p < .001), e en factor 3, f = 10.39 (p = .001) e é unha función discriminante significativa a .001 composta polo factor de variables 1, factor 3 e profesión. Esta función clasifica correctamente o 63,11% das materias.
A análise realizada no grupo sa e enfermo que sufriu ningún infarto non ofrece ningunha función discriminante significativa. As análises univariables só presentan unha diferenza marginalmente significativa entre os grupos de factor 3, f = 2.88 (p = .09).
Discusión
A discusión dos resultados que imos dirixir necesidades , cremos que os detalles anteriores que enfocan os nosos comentarios e conclusións.
Nos últimos anos, unha tendencia clara maniféstase para abandonar a consideración global de Traft porque deste xeito hai resultados menos claros que cando asistes aos teus compoñentes (Rosenman, Swan e Carmelli, 1988). Participamos en parte desta tendencia e avogado por utilizar os instrumentos de medición de PCTA que contemplan os seus compoñentes, pero sen renunciar a un índice de avaliación global.
Outra precisión anterior é a mencionada a concepción do PCTA e a As propostas para superalo por parte dalgúns autores, xa que xa expostos noutros lugares (do piñeiro, en prensa). Dentro destas posicións identificámonos cos dos que pretenden superar a construción de PCTA e as súas investigacións apelan a un conxunto aberto de comportamentos que chaman comportamentos promocionais (Dembroski, Weis, Shields, Haynes e Feinleib, 1978, Siegman e Dembroski, 1989). Esta postura cremos que non é a posición de Friedman que, na nosa opinión, sempre entendeu a PTCA como un conxunto aberto composto por procesar comportamentos. Diferente pregunta é que a partir do primeiro Elldman eo seu equipo foron capaces de detectar e propoñer os comportamentos que mellor predicen ou correlacionaron coa CE. De feito, Friedman (1989) considera a construción de JAS, aínda que participa nela (Jenkins et al., 1967), porque o JAS non recolle a hostilidade, unha dimensión claramente pronocorbra.
fixo estas precisións , pasamos a comentar os resultados. As correlacións entre os enfoques globais para a PCTA capturados por cada instrumento, tanto cando se realizan a correlación de Canon e cando está feita pola correlación de Pearson, tendo en conta a suma das puntuacións en todos os factores como unha escala total, o manifesto medio da correspondencia entre eles. Este resultado permítenos afirmar que ambos instrumentos miden a mesma construción sobre a base dos factores 1, 3 e 4 dos EE. Pero o fan con matices diferenciados, como é evidente nas análises realizadas a partir dos diferentes factores. As análises de regresión múltiple deixar claro que JAS Factor 1 é a maior varianza explicada en todos os casos. Este resultado ligado ás baixas correlacións presentadas polos outros factores entre si, primeiro, ese factor 1 de JAS non é unidimensional como xa probamos (do piñeiro, Dreta e Gaos, 1993) e, segundo, que os contidos de Os EE, non están ben representados en JAS. Este é o caso, por exemplo, o factor 2 dos EE que mide o comportamento enerxético e hostil durante a entrevista e que o factor 1 só explica o 12,44% da varianza. O factor 2 do JAS, por outra banda, é o que presentou as correlacións máis baixas con calquera dos factores do EE e é o máis representativo da segunda variable canónica. Este feito, bastante frecuente na literatura (Mayes e outros, 1984, Byrne, Rosenman, Schiller e Chesney, 1985) dinos que o contido do factor 2 é a menor relación cos factores do EE. UU., Aínda que explicar un 10% do Factor de Estados Unidos 1 varianza. Tamén é o mínimo específico deste instrumento de avaliación TCTA. Anderson e Meininger (1993) refírense a este resultado como unha varianza única de JAS. De feito, os baixos valores das correlacións indican que este factor recolle un contido particularmente representado no JAS, pero que, como vimos nas diferentes análises, non captura compoñentes centrais dun patrón de comportamentos de Pronocorbonate.
A análise da validez de JAS en relación aos grupos de criterios de saúde saudable e enfermos ofrece catro resultados que merecen unha consideración: a diferenciación clara entre saudables e todo tipo de pacientes coronarios, sen discriminación entre ningún dos grupos de enfermo e saudable do factor 2 do JAS, a validez diferencial do JAS baseada nas mostras de pacientes coronarios que se usan nos estudos e na importancia do factor de profesión ao explicar as puntuacións no JAS.
A diferenciación clara entre os coronadores saudables e enfermos de todo tipo é un resultado que respalda a validez dos criterios da escala total de JAS e factores 1 e 3.A non diferenciación entre saudables e malos de diferentes tipos do factor 2 do JAS proposto por nós é o mesmo resultado que se dá con escala JAS SCALE J. Este é o resultado que tamén aparece nas meta-analizas existentes (Booth-Kewley e Friedman, 1987). A escala J, como o noso factor 2, mide unha dedicación ao traballo de persoas máis novas que aínda están en condicións de progresar socialmente pola súa entrega ao traballo, pero non un comportamento que deriva en EC ou que permite que sexa diferente de saudable e enfermo. A escala J eo noso factor 2 deben, entón, ser excluído dos compoñentes dunha escala global que pretende medir procesos de procesamento. Pódese considerar só como unha condición ou situación que favoreza a manifestación da CTA.
Os resultados obtidos coas AFREES de Angina nos factores 1. Speed-Energy-Impulsiveness e 3, perseveranza-competitividade, mostran diferenzas significativas entre grupos que corresponden exactamente coa hipótese máis probable: os coronadores enfermos puntuación máis alta sobre eles que as persoas saudables. No caso do infarto afectado aos pacientes só aparece unha diferenza marginal entre grupos en factor. Este resultado parece importante porque nos está dicindo que JAS discrimina entre os coroners saudables e enfermos cando a enfermidade se manifesta como angina e non cando se manifesta como un corazón. A cousa específica non parece ser a enfermidade coronaria, senón a súa forma de manifestarse.
A primeira hipótese que shuffled para explicar estes resultados foi que, cando composible o grupo de pacientes afecta de infarto para pacientes Coa antiga infarto de infarto de infarto, os compoñentes do grupo que sufriron este episodio seis meses ou máis, o infarto antigo, modificara o seu estilo de vida e presentaron menos puntuación nos factores de JAS que os que sufriron un infarto recente. Isto non se cumpre. As persoas que presentan o antigo infarto mostran puntuacións un pouco máis altas sobre os factores de JAS que os pacientes que mostran un infarto actual, aínda que a diferenza entre eles non é estatisticamente significativa.
A segunda hipótese que elaboramos foi que a xente que sofre A angina ten xente máis ansiosa que aqueles que sofren de infarto. De comparación de ansiedade a través do cuestionario de ansiedade do estado de Spielberger, Gorsuch e Lushene na adaptación española de TEA (1988), é unha maior puntuación en ambos os tipos de ansiedade en persoas que sufriron a Angina (medias do grupo con Angina Anxiety State e trazo 19.38 V 23.42; Medios do grupo con infarto 17.46 e 21.6). Esta diferenza non é, con todo, estatisticamente significativa, pero apunta nesa dirección. Como sabemos, por outra banda, que JAS non se relaciona coa ansiedade (Matthews, 1982, Edwards e Baglioni, 1991), a explicación dos nosos resultados podería estar vinculada ao modelo de relación de enfermidades da personalidade que Suls e Rittenhouse (1990) Chama “Precipitantes dos comportamentos perigosos”. Este modelo estima que a relación CTA-CE establécese con base que tipos de desenvolver comportamentos máis perigosos para a súa saúde. Entre estes comportamentos están negando os primeiros signos de ataques ao corazón aumentando, deste xeito, a súa probabilidade de morte ante estes ataques. Segundo este modelo, as persoas afectadas pola angina mostran máis claramente procesando comportamentos porque o seu maior grao de ansiedade leva a unha maior preocupación pola súa saúde e, en consecuencia, para sobrevivir máis. Os pacientes que experimentaron un infarto mostran menos comportamentos de procesamento, porque os membros deste grupo máis significativos debido ao comportamento do fiscal morreron en maior entumecimiento por estar preocupado por coidar a súa saúde. Cremos que esta é unha posible explicación, pero tamén pensamos que o problema pode ser máis complexo e que hai un problema importante aberto á investigación neste resultado que ocorreu no noso traballo.
A notoria importancia De factor, o nivel profesional, para explicar a presenza dos compoñentes PCTA é consistente coa concepción do PCTA como unha acción-acción complexa que se mostra en situacións que representan desafíos e desafíos. Parece claro que as situacións rexidas por traballadores e xestores autónomos con persoal baixo o seu cargo xeran máis situacións deste tipo que as que se producen no caso dos traballadores dependentes.
Concluimos que o JAS só contén dúas dimensións que permiten a diferenciación entre saudables e coroas, especialmente se sufriron angina.Polo tanto, e de acordo coa posición teórica adoptada por nós ao comezo desta discusión, propoñemos como unha escala total de CTA ou medida global de conducir condutas de JAS a que formadas polos dous factores que xorden diferenzas entre grupos, rapidamente- Impulsividade enerxética e perseveranza-competitividade. Cremos que o noso factor 2 ou a escala JAS J non é compatible coa literatura para seguir considerando os compoñentes dun patrón de comportamentos pronocorbáceos. Só terían sentido como escalas que revelen situacións elicitativas do PCTA.
Cremos que esta proposta está máis xustificada que o que se fai no Manual JAS, no que, despois de facer unha proposta de composición do factorial do Elementos incluídos no inventario, unha escala de extracción clínica preséntase como medida con factorías, un procedemento que chama a atención de todos os críticos (Fekken e Holden, 1988, Edwards, 1991).