In un recente articolo (di Pine, Dreta e Gaos, 1993) Abbiamo studiato alcune proprietà psicometriche del Questionario dell’attività di Jenkins, (Jas, per mantenere le iniziali inglesi che hanno fatto una fortuna in letteratura riferita al soggetto). I dati del lavoro riferito e quelli degli studi di Boyd e Begley (1987) e Edwards, Baglioni e Cooper (1990) supportano le critiche del JAS eseguite da Fekken e Holden (1988). Queste critiche si riferiscono alla scarsa coerenza interna delle scale e al fatto che la sua struttura fattoriale non è giustificata, la composizione dei fattori e la diversa ponderazione dei punteggi degli articoli all’interno delle diverse scale. Pertanto, nel suddetto articolo, accettando la proposta di valutare le risposte agli articoli effettuati da Boyd e Begley, presentiamo una proposta di una struttura fattoriale di JAS e le corrispondenti proprietà psicometriche che riteniamo migliora la proposta che Jenkins, Zyzanski e Rosenman ( 1979) Lo fanno nel manuale del JAS.
In questo articolo vogliamo progredire nella conoscenza delle proprietà psicometriche di Jas che studiano la sua validità dei criteri.
La validità dei criteri del JAS è stato sollevato con riferimento a tre criteri di base: a) il colloquio strutturato, b) compiti e comportamenti che provano e mostrano le dimensioni contemplate nel costrutto ec) la presenza attuale o futura della malattia cardiaca coronarica (CE) nelle persone che segnano alto nel Jas.
Il JAS, originariamente, è stato concepito come misura oggettiva che massimizzerebbe la previsione della classificazione delle persone come tipi A o B nel colloquio strutturato (EE) (Jenkins, Ro) Senman e Friedman, 1967). Questo primo obiettivo nella preparazione del JAS sta chiedendo che un primo aspetto di esaminare nello studio della validità criteriale del JAS è la sua relazione con la EE.
La validità del JAS è stata studiata e confermata con Più frequenza con riferimento al secondo criterio, in modo che vi sia una notevole quantità di ricerca disponibile che dimostra che il JAS è una buona misura delle caratteristiche dei tipi A (vetro, 1977, carper e vetro, 1978, Matthews, 1982; Contrada, Wright and Glass, 1985 e Houston, 1986).
La validità del JAS è stata studiata anche con una certa frequenza e confermata solo parzialmente quando è stata tenta di verificare di controllare in relazione alla CE.
In questo lavoro ci concentreremo su questo ultimo criterio di validità e in quello della corrispondenza JAS-EE.
Validità criteriale riferita alla EE
Vogliamo registrare qui che è discutibile considerare la validità critica l’associazione tra il JAS e la EE. In effetti ci sono alcune polemiche in questo senso che raccoglie Edwards (1991). La nostra posizione in questo senso è quella di non considerare la EE, come mantenuto da O’Loney (1984) e O’Loney, Harding ed Eiser (1985), il criterio di misurazione del modello di condotta di tipo A (PCTA) e meno in La nostra versione spagnola. La nostra posizione è più sfumata e non avremmo riparazioni per chiamare la validità convergente alla validità studiata a questo punto, poiché la EE non è una misura dell’errore di misurazione libero PCTA.
Quando è valido il criminale valido Analizzato in relazione al CEE, è espresso in percentuale in conformità con la classificazione delle persone all’interno di varie categorie, poiché l’EE, in pratica tutto il lavoro, è stato valutato classificando le persone in categorie. Le categorie di classificazione variano tra due e sei al massimo. Le percentuali in base alla classificazione dei soggetti pubblicati dopo che il manuale del JAS sono simili a quelli raccolti in esso. Per quanto riguarda il numero di categorie stabilite, i risultati sono abbastanza ovvi. Se le persone sono classificate in due categorie, la percentuale di accordo tra entrambi gli strumenti è di circa il 75%, se sono stabilite quattro categorie, la percentuale secondo il 60% (Matthews, 1982). Se sono considerati solo gruppi estremi, le percentuali sono notevolmente notevoli. Le percentuali dipendono di conseguenza dall’età e dal sesso delle persone che soddisfano i questionari. Scendono nei più piccoli e nelle donne (Bennett e Carrol, 1989). Queste percentuali secondo la classificazione da parte di Jas e EE non danno un forte sostegno per la validità predittiva del JAS in relazione al CEE, come dice Matthews, una percentuale di corrispondenza nella classificazione che varia tra il 60 e il 70% migliora a caso 10 o 20%, poiché circa il 50% della popolazione può essere classificato come appartenente al tipo A.
Nel nostro caso siamo interessati, in particolare, la validità dei criteri espressa dalla correlazione tra le valutazioni del CEE e dei punteggi sulle scale del JAS, perché la nostra valutazione EE è fatta da unità di misurazione continue ( Pine e Gaos, 1992). Le correlazioni di Pearson tra i punteggi sulla scala A del JAS e le categorie nella classifica o nei punteggi continui oscillano tra i .20 e .40 nei campioni di maschi adulti (Chesh, Black, Chadwick e Rosenman, 1981; Matthews, Krantz , Demboski e MacDougall, 1982). Questi valori sono ripetuti con le donne impiegate (Mayes, SIME e Ganster, 1984) con studenti universitari maschi (Matthews e altri, 1982) e con studenti universitari (Must, Macdougall, Dembroski e Van Horn, 1983). Recenti ricerche sulle correlazioni tra le quattro scale di Jas e la CE e i componenti di esso hanno dimostrato che JAS e EE hanno una varianza comune. Le opere di Matthews e altri (1982), Musante e altri (1983) e Anderson e Meininger (1993) apprezzano che questa varianza comune è particolarmente associata a comportamenti affrettati e giudizi di ostilità, competitività e livello di energia. D’altra parte, la EE sembra avere una varianza unica associata allo stile verbale (Matthews e altri e musante e altri) e valutazioni cliniche e l’espressione di aggressività (Anderson e Meininger). Fekken e Holden (1988) attribuiscono a Jas, sulla base degli studi di Matthews e di altri e musante e altri, una varianza unica associata alla pressione del tempo. Mayes e altri (1984) supporta una varianza unica di JAS collegati all’implicazione al lavoro. Nella letteratura sull’argomento c’è un consenso che il JAS ed EE non misurino componenti identici della procedura di condotta e, pertanto, non sono intercambiabili (Edwards, 1991).
Criteri correlati Validità alla presenza di CE
prevede che una persona sarà classificata come AB in EE è solo un passo intermedio nello studio della validità dei criteri di JAS. L’obiettivo finale durante la valutazione del comportamento di tipo A (CTA) è prevedere la malattia coronarica. Nelle recensioni quantitative (Booth-Kewley e Friedman, 1987, Matthews, 1988, Miller, Turner, Tindale, Posavac e Dugoni, 1991) e qualitative (Haynes and Matthews, 1988) pubblicate di recente, concorda che fino al 1977, anno del Due incontri esperti sul soggetto realizzati in Florida, vi è un numero considerevole di studi che trovano una relazione positiva tra la PCTA o una delle sue dimensioni e la CE considerata, sia nel processo ateromatostico che costituisce la malattia, come nelle manifestazioni cliniche di It.
Senza dubbio I risultati raccolti da Jenkins nel manuale del JAS corrispondono a questo primo momento. Successivamente alla pubblicazione del manuale, i risultati non sono così positivi, sebbene i disegni e gli sviluppi degli studi possano spiegare molti dei cattivi risultati ottenuti negli ultimi anni (Booth-Kewley e Friedman, 1987: Miller e altri, 1991).
L’Associazione del CTA e / o quella di uno dei suoi componenti e la CE dipende in gran parte, dei criteri utilizzati negli studi come segno di CE. Quando tutte le categorie di manifestazioni EC, l’associazione tra CTA e i diversi componenti e la CE è chiara, tranne che nella scala J in cui i sani tendono a segnare più dei risultati malati, non sono così chiari quando l’infarto del miocardio o Il processo ateromatosico è considerato separatamente. In questi casi le scale S V J non offrono risultati significativi. I risultati con i pazienti che manifestano la CE solo quando Angina Pectoris sono molto simili a quelli ottenuti negli studi in cui vengono utilizzate tutte le categorie di manifestazione della malattia (Booth-Kewley e Friedman, 1987, Miller et al., 1991).
L’importanza dei disegni quando si trovano risultati positivi tra comportamenti valutati da JAS e CE possono essere visti in Meta-Analsuls Analisi di Miller e altri (1991). La percentuale di risultati più bassi è ottenuta negli studi che utilizzano pazienti ad alto rischio indipendentemente dal design utilizzato nello studio. Studi con campioni di persone sane e, compresi coloro che presentano un design trasversale sono quelli che ottengono percentuali più elevati di risultati positivi. Alcuni autori, come Miller e altri, spiegano questi risultati facendo appello alla variabilità dei campioni. Campioni di sani e altro se li confrontiamo con i gruppi di casi, hanno molta più variabilità di quelle malati malati.Per gli altri, (Matthews, 1988), questi risultati e quelli che forniscono sono il risultato del valore precipitante che il CTA ha nei casi di incidenza della CE e dell’assenza del peso del CTA nell’evoluzione dello stesso Malattia.
Metodo e procedura
Esempio e composizione di progettazione
Lo studio del criterio La validità in questo lavoro è affrontata con un progetto di progettazione e controllo della sezione trasversale . Il gruppo Case è composto da persone affette da malattie cardiache coronariche con manifestazioni cliniche di angina o infarto. L’infarto è classificato come infarto miocardico attuale, acuto e vecchio, prodotto almeno sei mesi prima della visita medica. Il gruppo di controllo è formato persone sane. Il numero di componenti di ciascun campione è bilanciato uno per uno a causa dell’età e, una volta che questa condizione è stata soddisfatta, i componenti dei diversi campioni sono stati scelti in base all’appartenenza alla stessa categoria professionale. Quando il rotolamento in categoria professionale non può essere effettuato in una delle età, è stata scelta una persona appartenente al livello professionale più vicino. Le categorie professionali registrate nel database sono: manager, leader intermedie, lavoratori autonomi, lavoratori amministrativi, lavoratori manuali specializzati e lavoratori manuali senza specializzazione.
Diagnosi
Campioni di persone diverse Sono sani Sotto-campioni di un altro più grande e unico composto da 488 maschi. Campioni di persone affette da malattie cardiache coronariche sono, a loro volta, sotto-campioni di un campione composto da 316 pazienti coronarici maschili.
Nel campione di persone sane è contato, nella maggior parte dei casi, con la valutazione di lo stato di salute fornito dalla società o dal capo medico. Nel resto dei casi si stima che siano persone sane dal momento che né né il questionario della rosa per il rilevamento della relazione ischemica della malattia cardiaca o rileva la presenza di CE. Questo gruppo è composto da dipendenti di diverse società di Santa Cruz de Tenerife e da parte delle persone frequentate nei centri sanitari di Santa Cruz de Tenerife e la Laguna.
Il campione di corone è stato diagnosticato presso l’Ospedale Universitario di Canary Isole Questo campione rappresenta circa l’80% della popolazione dei coroner visti in questo ospedale tra il 1987-1992. In questo gruppo, il test fondamentale per la diagnosi di CE è cateterizzazione o studio arteriografico. Abbiamo una diagnosi attraverso la cateterizzazione per casi CE in un importo superiore all’85%. Quando la diagnosi non è disponibile per la cateterizzazione, si basa su una diagnosi clinica supportata da analitici e record elettrocardiografici. La valutazione dei risultati delle arteriografia e della diagnosi clinica è stata presa, in sessioni cliniche, da professionisti del servizio di cardiologia dell’ospedale delle Isole Canarie.
Il criterio di notevole ostruzione in un bicchiere e con conseguente CE , viene stabilito quando viene visualizzata una riduzione dell’arco leggero di una delle arterie superiori al 75%, che indica una riduzione del diametro dell’arteria del 50%.
Strumenti di misura
La EE utilizzata in questo studio è l’adattamento spagnolo dello stesso pubblicato da Pine e Gaos (1992). Per questo lavoro, tuttavia, la SEE è stata valutata solo negli articoli elencati nello studio di Matthews e altri (1982), che appaiono proficuamente analizzati sul lavoro di pino e gaoos (in esame). La ragione di questo piccolo cambiamento è stato il nostro desiderio di convalidare i nostri risultati in relazione al lavoro di Matthews e altri. La composizione fattoriale della EE utilizzata in questo lavoro è risolta, come nello studio di Pine e GAOS (1992), in quattro fattori: pressione e competitività, energia (studi clinici), lateralibilità e affrettabilità. Il punteggio totale sulla scala è la somma dei punteggi nei quattro fattori e consente di differenziare chiaramente i coroner di persone sane.
La versione degli elementi del JAS utilizzata in questo lavoro è quello che appare nell’edizione sperimentale del tè e dei fattori contemplati sono quelli pubblicati da noi (dal Pine, Dreta e Gaos, 1993) estratti dal processo di componenti principali e rotazione di Varimax su un campione composto da 488 maschi sani tra i 30 e 66 anni.
Amministrazione e correzione dei test
L’amministrazione delle prove a pazienti cardiaci ha avuto luogo in una stanza destinata a questo scopo all’Ospedale universitario di Canaria e nei giorni immediatamente dopo l’ospedale . Prima della gestione dei test, il corrispondente cardiologo ha informato i pazienti della ricerca che è stata effettuata e aveva chiesto ai pazienti con la loro conformità per partecipare.Per compilare i test è stato ritenuto necessario che la condizione fisica dei pazienti sia stata abbastanza buona per rispondere alla batteria di prova senza stancarsi. Per i sani, i test sono stati trasmessi nello stesso posto di lavoro, al centro di assistenza primario o nella stessa casa. In tutti i casi, l’intervistatore e l’intervistato erano solo presenti. A seconda del livello culturale degli intervistati, hanno completato i test SOLOS, ma in presenza dell’intervistatore, o sono stati letti le domande e le alternative di risposta che in seguito hanno scelto.
La correzione del jas è stata fatta da Un programma per computer che riproduce le trasformazioni proposte da noi (dal Pino, Dreta e Gaos, 1993) in conformità con quelli suggeriti da Boyd e Begley (1987). L’alternativa da comportarsi o essere considerata come un’alternativa è accettata negli articoli 42 a 46 è stata considerata un’alternativa nel JAS originale o nella versione da tè utilizzata da noi. Nelle applicazioni JAS in Europa, e questo è il nostro caso, ci sono molte persone che si rifiutano di accettare un’altra alternativa diversa da essere considerate o comportarsi come gli altri.
Nel caso delle domande e delle risposte registrate ee magnetofono per una valutazione successiva. Gli intervistatori erano sempre donne, studenti della pratica specializzata dell’ultimo corso di psicologia dell’Università di La Laguna. Le valutazioni della EE sono diventate in gruppi di tre persone. La valutazione è stata effettuata con l’accordo di due persone almeno. In caso di non assumere questo accordo minimo, la risposta ha dato l’intervistato e ha raggiunto un consesivo successivo nella valutazione della risposta. Nel gruppo di persone che hanno valutato il EE, il primo autore di questo lavoro è sempre stato presente. La valutazione dei contenuti degli articoli e dello stile verbale degli intervistati è stato realizzato da un’unica audizione della registrazione dell’intervista.
Risultati
Validità Jas con la struttura del colloquio come criterio
In una prima approssimazione del grado di corrispondenza tra i fattori di JAS e le analisi della correlazione della EE Pearson sono state eseguite sulle risposte di 492 maschi, di cui 246 erano sani e tanti corontori malati. I risultati di queste analisi univariate sono presentati nella Tabella 1.
Un’osservazione della Tabella 1 consente di vedere che ci sono due fattori, il 1 del JAS e 1 nella EE, che hanno moderato coefficienti di correlazione Con tutti gli altri fattori, mentre il fattore 2 del JAS e 2 del CEE presentano correlazioni basse o molto basse con tutti gli altri fattori, se eccetto i fattori 1 di Jas e 1 negli Stati Uniti. Di seguito analizziamo le equazioni della regressione che meglio Prevedere i punteggi in ciascuno dei fattori della EE. Usiamo il metodo passo-passo in questa analisi. Tra i risultati di questa analisi è l’attenzione che nelle equazioni di regressione sui fattori 2, 3 e 4 del CE, il fattore 1 del JAS entra nell’equazione come una singola variabile. In queste equazioni, il fattore 1 di JAS spiega 12,44, 24.91 e 25,99%, rispettivamente, della variabilità del criterio. Nell’equazione di regressione sul fattore 1 del CE, i tre fattori del JAS ne fanno parte. La R2 iniziale è .29, quando si entra nell’equazione il fattore 2 il R2 è .39 e quando il fattore 3 di .43 entra. L’inclusione del fattore 2 nell’equazione aumenta del 10% la percentuale iniziale della varianza spiegata, mentre l’ingresso nell’equazione del fattore 3 aumenta solo del 4%.
Analizziamo anche la corrispondenza delle due misurazioni Strumenti del CTA attraverso la correlazione canonica del pacchetto BMDP che consente una considerazione più globale della corrispondenza tra entrambi gli strumenti. Il test Bartlett indica che, a livello di fiducia di .01, sono necessarie due variabili canoniche per esprimere la dipendenza tra i due serie di variabili. Il primo era .72 e spiega il 52% della varianza. Il secondo era .40 e spiega il 16% della varianza. Comprese le tre correlazioni canoniche è un CHI2 (12) = 235.34, P < .001. Dopo la prima correlazione canonica CHI2 (6) = 46.18, P = .001. Le variabili più rilevanti nella prima variabile canonica, che frequentano i pesi, sono da Jas Factor 1 (.95) e Fattore 3 (.62) e da EE Factor 1 (.88) e fattori 4 (.69) e 3 (.65). Il significato psicologico della seconda correlazione canonica è difficile da trovare, la cosa più significativa di esso è che il più grande peso in esso ha il fattore 2 del JAS (.66).
Validità JAS con lo stato della salute come criterio
Lo stato della salute o della malattia coronarica è il criterio finale che è destinato a prevedere quando viene analizzata la validità criminale del JAS. I risultati disparati ottenuti secondo il campione di corone studiati ci portano a analizzare la validità per tre gruppi di coronners separatamente.
Validità criteriale riferita a tutti i tipi di malattia coronarica
a manova quali i tre fattori del JAS considerati come variabili dipendenti e come variabili indipendenti vengono utilizzati in questa analisi e come variabili indipendenti tre fattori (salute, età e condizioni di lavoro) diviso in due categorie ciascuna di esse (sano-sano-sano, giovane- anziani e lavoratori con lavoratori dipendenti dalla responsabilità auto-responsabilità), quindi è un design a tre vie di 2 x 2 x 2. Avevamo un campione composto da 246 maschi sani e molti altri corontori abbinati all’età che erano stati diagnosticati come affetti da Angina (95), infarto antico (59), infarto corrente (37), infarto più corrente (9) angina, angina più infarto antico (11) e altri (35). L’età media di entrambi i gruppi è 53.55 e la deviazione standard del 6,89.
Gli statistici descrittivi dei gruppi che sono formati nelle nostre analisi appaiono nella Tabella 2. Per abbinare i NS dei gruppi a causa della diagnosi ed età, sia i malati che i sani di 52 anni sono stati eliminati, in modo che le analisi siano fatte oltre 464 persone da cui 232 sono sani e altri pazienti coronarici.
I risultati del Manova non offrono alcuno interazione statisticamente significativa. Sì, gli effetti principali significativi sono apprezzati in ciascuno dei fattori dal test approfondito. Le statistiche degli effetti univilizzati su ciascuna delle variabili dipendenti con la probabilità inferiore a 0,05 sono: per la diagnosi, il fattore 1, f (1,393) = 11.64 (p = .001) e fattore 3 (1.393) = 11.46 (P = .001) ; Per la professione, il fattore 1, f (1.393) = 4.25 (p = .04), fattore 2, f (1.393) = 80,85 (P < .001) e Fattore 3, F (1,393) = 3.78 (p = .05); Per età, fattore 2, f (1,393) = 29.72 (P < .001).
La scala totale del JAS è stata analizzata separatamente da Anova anche di 2 x 2 x 2 poiché i suoi punteggi dipendono linearmente dai punteggi sui fattori del JAS. Solo gli effetti principali, f (1.393) = 10,25 (p = .001) per la diagnosi, f (1,393) = 27.42 (P < .001) per la professione e f (1.393 ) = 9.99 (p = .002) per età.
Come possiamo vedere nella Tabella 2, in tutti i casi in cui si verificano differenze significative sulla scala totale che si trovano nella direzione ipoteti come più probabile. Segnano più pazienti coronarici, persone che affrontano più responsabilità al lavoro e ai giovani. I risultati nei fattori di JAS ci permettono di qualificare le differenze tra i gruppi. Fattori 1 (rapida energia-impulsività) e 3 (perseveranza-competitività) sono tipici dei pazienti coronarici e delle persone che sviluppano un lavoro che coinvolge una certa responsabilità. Factor 2 (Tempo e pressione della pressione) Definisce i giovani che hanno la responsabilità del lavoro (manager, teste intermedie e lavoratori autonomi).
Validità criteriale riferita alla cardiaca coronarica manifestata come angina o infarto
Avviciniamo in questa sezione lo studio della validità differenziale del JAS attraverso analisi discriminanti. I dati raccolti nella revisione iniziale dell’argomento supportano una migliore differenziazione tra mal sano e incoronata quando hanno sofferto angina che ha subito infarto.
I campioni contemplati in analisi discriminanti sono formati da 111 pazienti affetti da 111. Angina La cui età media è di 53,55 anni e la deviazione standard del 6.89. Il gruppo composto da pazienti che hanno subito un infarto, 116 persone e i valori della media e la deviazione tipica sono rispettivamente 51.64 e 8.13. Logicamente i mezzi tipici e le deviazioni dei gruppi di controllo sono gli stessi, perché quelli sani che li integrano sono equiparati all’età uno per uno con i malati.
le variabili predidictor che vengono introdotte nella fase di analisi discriminatoria Un passo sono i tre fattori del Jas e della professione.
L’analisi effettuata nel gruppo costituita da coroner sani e malati che hanno subito angina offre differenze significative nelle analisi univariate in fattore 1, f = 18.57 ( P < .001), e in fattore 3, f = 10.39 (p = .001) ed è una significativa funzione discriminante a .001 composta da Variabili Fattore 1, Fattore 3 e professione. Questa funzione classifica correttamente il 63,11% dei soggetti.
L’analisi effettuata nel gruppo sano e malattia che ha subito infarto non offre alcuna funzione discriminante significativa. Analisi univariate presentano solo una differenza marginalmente significativa tra i gruppi dal fattore 3, f = 2.88 (p = .09).
discussione
La discussione dei risultati che affrontiamo le esigenze , crediamo, i precedenti dettagli che focalizzano i nostri commenti e conclusioni.
Negli ultimi anni, si manifesta una tendenza chiara per abbandonare la considerazione del tratto globale perché in questo modo ci sono risultati meno chiari che quando partecipi ai tuoi componenti (Rosenman, Swan e Carmelli, 1988). Partecipiamo a una parte di questa tendenza e sosteniamo di utilizzare gli strumenti di misurazione PCTA che contempla i propri componenti, ma senza rinunciare a un indice di valutazione globale di esso.
Un’altra precedente precisione è la sopra menzionata alla concezione del PCTA e Le proposte per superarla da parte di alcuni autori come abbiamo già esposto altrove (dal pino, nella stampa). All’interno di queste posizioni ci identifichiamo con quelli di coloro che intendiamo superare il costrutto PCTA e le loro indagini appellano a una serie aperta di comportamenti che chiamano comportamenti promozionali (Dembroski, Weis, Shields, Haynes and Feinleib, 1978, Siegman e Dembroski, 1989). Questa postura riteniamo che non sia opposta alla posizione di Friedman che, a nostro avviso, ha sempre capito il PTCA come un set aperto composto da comportamenti da perseguimento. Una diversa domanda è che dal primo Elldman e dal suo team sono stati in grado di rilevare e proporre i comportamenti che meglio previsti o correlati con CE. Infatti, Friedman (1989) considera la costruzione di JAS, anche se partecipa a esso (Jenkins et al., 1967), perché il JAS non raccoglie l’ostilità, una dimensione chiaramente pronocorica.
ha fatto queste precedenti precisioni , siamo andati a commentare i risultati. Le correlazioni tra gli approcci globali al PCTA catturarono da ciascuno strumento, sia quando eseguite dalla correlazione Canon e quando viene eseguita dalla correlazione Pearson che considera la somma dei punteggi in tutti i fattori come scala totale, manifestazione della corrispondenza media -Art tra loro. Questo risultato ci consente di affermare che entrambi gli strumenti misurano lo stesso costrutto sulla base dei fattori 1, 3 e 4 della EE. Ma lo fanno con sfumature differenziate, come è evidente nelle analisi eseguite dai diversi fattori. Più analisi di regressione rendono chiaro che il fattore Jas 1 è la variazione maggiore spiegata in tutti i casi. Questo risultato collegato alle basse correlazioni presentate dagli altri fattori tra di loro, in primo luogo, quel fattore 1 del Jas non è unidimensionale come abbiamo già dimostrato (dal Pino, Dreta e Gaos, 1993) e, secondo, del contenuto di L’EE, non sono ben rappresentati in JAS. Questo è il caso, ad esempio, il fattore 2 del CEE che misura comportamenti energetici e ostili durante l’intervista e quel fattore 1 spiega solo il 12,44% della varianza. Il fattore 2 del JAS, d’altra parte, è quello che ha presentato le correlazioni più basse con uno qualsiasi dei fattori della EE ed è il più rappresentativo nella seconda variabile canonica. Questo fatto, abbastanza frequente in letteratura (Mayes e altri, 1984, Byrne, Rosenman, Schiller e Chesney, 1985) ci dice che il contenuto di Factor 2 è la minima relazione con i fattori della EE, anche se spiega un 10% del Varianza del fattore USA 1. È anche il meno specifico di questo strumento di valutazione TCTA. Anderson e Meininger (1993) si riferiscono a questo risultato come una varianza unica di JAS. In effetti, i valori bassi delle correlazioni indicano che questo fattore raccoglie un contenuto particolarmente rappresentato nel Jas, ma quello, come abbiamo visto nelle diverse analisi, non cattura componenti centrali di un modello di comportamenti dei clamocorbonato.
L’analisi della validità del JAS in relazione ai gruppi di criteri di sani e malati offre quattro risultati che meritano una considerazione: la chiara differenziazione tra sani e tutti i tipi di pazienti coronarici, non discriminazione tra nessuno dei gruppi di Malato e sano dal fattore 2 del JAS, la validità differenziale del JAS basata sui campioni di pazienti coronarici utilizzati negli studi e sull’importanza del fattore di professione quando si spiega i punteggi nel JAS.
La chiara differenziazione tra coronerri sani e malati di tutti i tipi è un risultato che approva la validità dei criteri della scala totale del jas e dei fattori 1 e 3.La non differenziazione tra sani e categorie categorie di diversi tipi dal fattore 2 del JAS proposto da noi è lo stesso risultato in quanto è dato con la scala JAS Scale J. Questo è il risultato che appare anche nelle meta-analisi esistenti (Booth-Kewley e Friedman, 1987). La scala J, come nostro fattore 2, misura una dedizione al lavoro di giovani persone che sono ancora in grado di progredire socialmente per la loro consegna al lavoro, ma non un comportamento che deriva in CE o che consente sia diverso da sano e malato. La scala J e il nostro fattore 2 devono, quindi, essere escluse dai componenti di una scala globale che intende misurare comportamenti di perseguimento. Può essere considerato solo come condizione o situazione che favorisce la manifestazione del CTA.
I risultati ottenuti con le Afrees di Angina nei fattori 1. Energia di velocità-impulsività, e 3, perseveranza-competitività, mostrano differenze significative tra gruppi che corrispondono esattamente con l’ipotesi più probabile: i coronisti malati: Punteggio più alto su di loro rispetto alle persone sane. Nel caso di infarto colpiti i pazienti interessati solo una differenza marginale tra i gruppi in fattore è appare. Questo risultato sembra importante perché ci sta dicendo che il Jas discrimina i coroner sani e malati quando la malattia si manifesta come angina e non quando si manifesta come a battito cardiaco. La cosa specifica non sembra essere la malattia coronarica, ma il suo modo di manifestarsi.
La prima ipotesi che abbiamo mescolato per spiegare questi risultati è stato che, quando composito il gruppo di pazienti colpisce dell’infarto per i pazienti Con infarto antico infarto e attuale infarto, i componenti del Gruppo avevano subito questo episodio sei mesi o più, infarto antico, avevano modificato il loro stile di vita e ha presentato meno punteggio nei fattori di Jas rispetto a quelli che avevano subito un recente infarto. Questo non è soddisfatto. Le persone che presentano infarto antico mostrano punteggi leggermente più alti sui fattori del JAS che i pazienti che mostrano un infarto attuale, anche se la differenza tra loro non è statisticamente significativa.
La seconda ipotesi che elaboraremo era che le persone che soffriamo L’angina sono persone più ansiose di quelle che soffrono di infarto. Di paragone di ansia attraverso il questionario dell’ansia dello stato di Spielberger, Gorsuch e Lushene nell’adattamento spagnolo del tè (1988), è un punteggio più alto in entrambi i tipi di ansia nelle persone che hanno sofferto angina (calze del gruppo con lo stato di ansia angina e Tratto 19.38 V 23.42; media del gruppo con infarto 17.46 e 21.6). Questa differenza non è, tuttavia, statisticamente significativa, ma punta in quella direzione. Come sappiamo, d’altra parte, che Jas non è correlato con l’ansia (Matthews, 1982, Edwards e Baglioni, 1991), la spiegazione dei nostri risultati potrebbe essere collegata al modello di relazione alla personalità-malattia che Suls e Rittenhouse (1990) Chiamare il precipitante dei comportamenti pericolosi “. Questo modello stima che il rapporto CTA-CE sia stabilito sulla base che i tipi uno sviluppa comportano comportamenti più pericolosi per la vostra salute. Tra questi comportamenti sono la negazione dei primi segni di attacchi al cuore in aumento, in questo modo, la loro probabilità di morte davanti a questi attacchi. Secondo questo modello, le persone affette da Angina mostrano più chiaramente procedendo comportamenti perché il loro maggior grado di ansia li conduce a una maggiore preoccupazione per la loro salute e, di conseguenza, per sopravvivere di più. I pazienti che hanno sperimentato un infarto mostrano meno comportamenti di perseguimento, perché i membri di questo gruppo più significativi a causa del comportamento del procuratore sarebbero morti in un maggiore intorpidimento per essere stato preoccupato di prendersi cura della loro salute. Crediamo che questa sia una possibile spiegazione, ma pensiamo anche che il problema possa essere più complesso e che vi sia un problema importante aperto alla ricerca in questo risultato che si è verificato nel nostro lavoro.
L’importanza notoria Di fattore, livello professionale, per spiegare la presenza dei componenti PCTA è coerente con la concezione del PCTA come un’emozione di azione complessa che è mostrata in situazioni che rappresentano sfide e sfide. Sembra chiaro che le situazioni disciplinate da lavoratori autonomi e dirigenti con personale sotto la loro carica generano più situazioni di questo tipo rispetto a quelle che si verificano nel caso dei lavoratori dipendenti.
Concludiamo che il JAS contiene solo due dimensioni Ciò consente la differenziazione tra sano e coronatura, specialmente se hanno sofferto angina.Pertanto, e in linea con la posizione teorica adottata da noi all’inizio di questa discussione, proponiamo come una scala totale di CTA o misura complessiva dei procedimenti condotti dal Gas a quello formato dai due fattori che sorgono differenze tra i gruppi, rapidamente- Energia-impulsività e perseveranza-competitività. Riteniamo che il nostro fattore 2 o la nostra scala Jas J non sia supportato nella letteratura per continuare a considerare i componenti di un modello di comportamenti pronocorbonacei. Avrebbero avuto senso solo come scale che rivelano situazioni ellicitative della PCTA.
Riteniamo che questa proposta sia più giustificata da quella che viene effettuata nel manuale del JAS, in cui, dopo aver effettuato un fattoriale della proposta di composizione del Articoli inclusi nell’inventario, una scala di estrazione clinica è presentata come misura con analisi del fattore, una procedura che attira l’attenzione di tutti i critici (Fekken e Holden, 1988, Edwards, 1991).