dans un article récent (de Pine, Dreta et Gaos, 1993) Nous avons étudié certaines propriétés psychométriques de la Questionnaire de l’activité de Jenkins (JAS, pour garder les initiales anglaises qui ont fait une fortune dans la littérature mentionnée sur le sujet). Les données des travaux référencés et de celles des études de Boyd et de Begley (1987) et d’Edwards, Baglioni et Cooper (1990) soutiennent les critiques de la JAS effectuées par Fekken et Holden (1988). Ces critiques font référence à la consistance interne rare de la balance et au fait que sa structure factorielle n’est pas justifiée, la composition des facteurs et la pondération différente des scores des éléments dans les différentes échelles. Par conséquent, dans l’article susmentionné, accepter la proposition d’évaluer les réponses aux points de Boyd et Begley, nous présentons une proposition de structure factorielle de JAS et des biens psychométriques correspondants que nous croyons améliorer la proposition de Jenkins, Zyzanski et Rosenman ( 1979) Ils font dans le manuel JAS.
Dans cet article, nous souhaitons progresser dans la connaissance des propriétés psychométriques de JAS étudiant sa validité de critères.
La validité des critères de la JAS a été soulevé en référence à trois critères de base: a) l’entretien structuré, b) les tâches et les comportements qui testent et montrent les dimensions envisagées dans la construction et c) la présence actuelle ou future de maladies coronariennes (CE) chez les personnes qui marquent haut dans la JAS.
Le JAS, à l’origine, a été conçu comme une mesure objective qui optimiserait la prédiction de la classification des personnes comme des types A ou B dans l’entretien structuré (EE) (Jenkins, RO Senman et Friedman, 1967). Ce premier objectif dans la préparation de JAS est exigeant qu’un premier aspect examinant dans l’étude de la validité critère de JAS soit sa relation avec l’EE.
La validité de la JAS a été étudiée et confirmée avec plus fréquence en référence au deuxième critère, de sorte qu’il existe une quantité considérable de recherches disponibles qui montre que la JAS est une bonne mesure des caractéristiques des types A (verre, 1977, Carver et Verre, 1978, Matthews, 1982; Contrada, Wright et Glass, 1985 et Houston, 1986).
La validité de la JAS a également été étudiée avec une certaine fréquence et confirmée uniquement partiellement lorsqu’il a été essayé de vérifier par rapport à la CE.
Dans ce travail, nous allons nous concentrer sur ce dernier critère de validité et dans celui de la correspondance JAS-EE.
validité critère renvoyée à l’EE
Nous voulons enregistrer ici qu’il est douteux de considérer la validité critique de l’association entre JAS et l’EE. En fait, il y a une controverse dans ce sens qu’il recueille Edwards (1991). Notre position à cet égard est celle de ne pas examiner l’EE, comme maintenu par O’Loney (1984) et O’Loney, Harding et Eiser (1985), le critère de mesure du modèle de comportement de type A (PCTA) et moins dans notre version espagnole. Notre position est plus nuancée et nous n’aurions aucune réparation d’appeler la validité convergente à la validité étudiée à ce stade, car l’EE n’est pas une mesure de l’erreur de mesure libre PCTA.
lorsque le criminel est valide Analysé par rapport à l’EE, il est exprimé en pourcentages conformément à la classification des personnes au sein de diverses catégories, depuis l’EE, dans la pratique, tous les travaux ont été évalués à la classification des personnes en catégories. Les catégories de classification varient entre deux et six maximum. Les pourcentages selon la classification des sujets publiés après le manuel JAS sont similaires à ceux qui y sont collectés. En ce qui concerne le nombre de catégories établies, les résultats sont assez évidents. Si les personnes sont classées dans deux catégories, le pourcentage d’accord entre les deux instruments est d’environ 75%, si quatre catégories sont établies, le pourcentage selon 60% (Matthews, 1982). Si seulement des groupes extrêmes sont pris en compte, les pourcentages sont considérablement d’accord. Les pourcentages dépendent donc de l’âge et du sexe des personnes qui remplissent les questionnaires. Ils descendent dans les plus jeunes et chez les femmes (Bennett et Carrol, 1989). Ces pourcentages selon la classification des JAS et EE ne fournissent pas de soutien fort à la validité prédictive de la JAS par rapport à l’EE, comme disent Matthews, un pourcentage de correspondance dans la notation comprise entre 60 et 70% ne s’améliore que de manière aléatoire par 10 ou 20%, car environ 50% de la population peut être classée comme appartenant au type A.
Dans notre cas, nous sommes intéressés, en particulier la validité des critères exprimée de la corrélation entre les évaluations de l’EE et des scores sur les échelles de la JAS, car notre évaluation EE est faite à partir d’unités de mesure continues ( Pine et Gaos, 1992). Les corrélations de Pearson entre les scores de l’échelle A de la JAS et les catégories de la classification ou des scores continus oscillent entre 0,20 et 0,40 dans les échantillons d’hommes adultes (Chesh, Noir, Chadwick et Rosenman, 1981; Matthews, Krantz , Demboski et Macdougall, 1982). Ces valeurs sont répétées avec des femmes employées (mayes, SIME et GANSTER, 1984) avec des étudiants de sexe masculin (Matthews et d’autres, 1982) et avec des étudiants universitaires (must, MacDougall, Dembroski et Van Horn, 1983). Des recherches récentes sur les corrélations entre les quatre échelles de JAS et de l’EE et des composantes de celui-ci ont montré que JAS et EE ont une variance commune. Les œuvres de Matthews et d’autres (1982), Musante et autres (1983) et Anderson et Meininger (1993), apprécient que cette variance commune est particulièrement associée aux arrêts de comportement pressé et d’hostilité, de compétitivité et de niveau d’énergie. D’autre part, l’EE semble avoir une variance unique associée à un style verbal (Matthews et d’autres autres et musante, d’autres) et des évaluations cliniques et l’expression de l’agressivité (Anderson et Meininger). Attribut de Fekken et Holden (1988) Attribut à JAS, basé sur les études de Matthews et d’autres et autres, Musante et autres, une variance unique associée à la pression du temps. Mayes et autres (1984) soutient une variance unique de JAS liée à l’implication au travail. Dans la littérature sur le sujet, il existe un consensus que JAS et EE ne mesurent pas les composants identiques de la conduite de poursuite et ne sont donc pas interchangeables (Edwards, 1991).
Critères associés Validité à la présence de CE
Prédire qu’une personne sera classée comme AB dans l’EE n’est qu’une étape intermédiaire dans l’étude de la validité des critères de la JAS. L’objectif final lors de l’évaluation du comportement de type A (CTA) est de prédire la maladie coronaire. Dans les critiques quantitatifs (Booth-Kewley et Friedman, 1987, Matthews, 1988, Miller, Turner, Tindale, Posavac et Dugoni, 1991) et qualitatifs (Haynes et Matthews, 1988) ont récemment publié, elle accepte que jusqu’en 1977, année du Deux réunions d’experts sur le sujet fabriquées en Floride, il existe un nombre considérable d’études qui trouvent des relations positives entre le PCTA ou l’une de ses dimensions et la CE considérées, à la fois dans le processus d’athéromatostique qui constitue la maladie, comme dans les manifestations cliniques de IT.
Nul doute que les résultats recueillis par Jenkins dans le manuel JAS correspondent à ce premier moment. Après la publication du manuel, les résultats ne sont pas aussi positifs, bien que les conceptions et les développements des études puissent expliquer une grande partie des résultats médiocres obtenus ces dernières années (Booth-Kewley et Friedman, 1987: Miller et autres, 1991).
L’association de la CTA et / ou de celle de l’un de ses composants et de la CE dépend en grande partie des critères utilisés dans les études en tant que signe de la CE. Lorsque toutes les catégories de manifestations de la CE, l’association entre la CTA et ses différentes composantes et la CE sont claires, sauf dans l’échelle J dans laquelle les résultats sains ont tendance à marquer plus que les résultats de maladie ne sont pas si clairs lorsque l’infarctus du myocarde ou Le processus athéromatosique est considéré séparément. Dans ces cas, les échelles S V J n’offrent pas de résultats significatifs. Les résultats avec les patients qui manifestent uniquement les CE uniquement en tant que pectoris anganne sont très similaires à ceux obtenus dans les études dans lesquelles toutes les catégories de manifestation de la maladie sont utilisées (Booth-Kewley et Friedman, 1987, Miller et al., 1991).
L’importance des conceptions lors de la recherche de résultats positifs entre les comportements valorisés par les JAS et les CE sont visibles dans la méta-analyse de Miller et d’autres (1991). Le pourcentage de résultats positifs plus bas est obtenu dans des études utilisant des patients à haut risque indépendamment de la conception utilisée dans l’étude. Des études avec des échantillons de personnes en bonne santé et, y compris celles qui présentent une conception transversale sont celles qui obtiennent des pourcentages plus élevés de résultats positifs. Certains auteurs, comme Miller et d’autres, expliquent ces résultats en faisant appel à la variabilité des échantillons. Des échantillons de bonne santé, et plus si nous les comparons aux groupes de cas, ont beaucoup plus de variabilité que ceux des malades malades.Pour d’autres, (Matthews, 1988), ces résultats et ceux qu’il fournit sont le résultat de la valeur précipitante que la CTA a dans les cas d’incidence de la CE et de l’absence de poids de la CTA dans l’évolution du même maladie.
méthode et procédure
Composition d’échantillon et de conception
L’étude de la validité des critères dans ce travail est adressée avec un groupe de conception et de contrôle transversaux . Le groupe de cas est composé de personnes atteintes de maladie coronarienne coronarienne avec des manifestations cliniques d’angine ou d’infarctus. L’infarctus est classé comme actuel, infarctus aigu du myocarde et ancien, produit au moins six mois avant la visite médicale. Le groupe témoin est formé des personnes en bonne santé. Le nombre de composants de chaque échantillon est équilibré un par un à cause de l’âge et une fois que cette condition a été remplie, les composants des différents échantillons ont été choisis en fonction de l’appartenance à la même catégorie professionnelle. Lorsque le roulement de la catégorie professionnelle n’a pas pu être effectué à l’un des âges, une personne appartenant au niveau professionnel le plus proche a été choisie. Les catégories professionnelles enregistrées dans la base de données sont les suivantes: gestionnaires, dirigeants intermédiaires, travailleurs indépendants, travailleurs administratifs, travailleurs manuels spécialisés et travailleurs manuels sans spécialisation.
diagnostic
Différentes personnes échantillons sont sains Sous-échantillons d’un autre supérieur et unique composé de 488 mâles. Les échantillons de personnes atteintes de la maladie coronarienne coronarienne sont, à leur tour, des sous-échantillons d’un échantillon composé de 316 patients coronariens mâles.
Dans l’échantillon de personnes en bonne santé, il est compté, dans la plupart des cas, avec la valorisation de l’état de santé fourni par la Société ou du médecin chef. Dans le reste des cas, on estime qu’elles sont des personnes en bonne santé, car elles ni elles ni le questionnaire de Rose pour la détection de la maladie cardiaque ischémique ou ne détectent la présence de la CE. Ce groupe est composé d’employés de différentes sociétés de Santa Cruz de Tenerife et de personnes assistées dans des centres de santé de Santa Cruz de Tenerife et de Laguna.
L’échantillon de couronnes a été diagnostiqué à l’hôpital universitaire de Canary îles Cet échantillon représente environ 80% de la population de coroners observés dans cet hôpital entre 1987 et 1992. Dans ce groupe, le test fondamental du diagnostic de la CE est un cathétérisme ou une étude artériographique. Nous avons un diagnostic par cathétérisme pour les cas de CE en un montant supérieur à 85%. Lorsque le diagnostic n’est pas disponible pour le cathétérisme, il est basé sur un diagnostic clinique pris en charge par analyse et enregistrements électrocardiographiques. L’évaluation des résultats de l’artériographie et du diagnostic clinique a été faite, en sessions cliniques, par des professionnels du service de cardiologie de l’hôpital des îles Canaries.
Le critère d’obstruction significative dans un verre et par conséquent , il est établi lorsqu’il est établi lorsqu’une réduction de l’arc de lumière de l’une des artères supérieure à 75% apparaît, ce qui indique une réduction du diamètre de l’artère de 50% de 50%.
instruments de mesure
L’EE utilisée dans cette étude est l’adaptation espagnole de la même personne publiée par le Pine et GaoS (1992). Pour ce travail, toutefois, l’EE n’a été évaluée que dans les éléments énumérés dans l’étude de Matthews et d’autres (1982), qui semblent analysées facitionnellement au travail de Pine et de Gaoos (sous revue). La raison de ce petit changement a été notre désir de valider nos résultats en ce qui concerne le travail de Matthews et d’autres. La composition factorielle de l’EE utilisée dans ce travail est résolue, comme dans l’étude de Pine et de Gaos (1992), dans quatre facteurs: pression et compétitivité, énergie (essais cliniques), iracibilité et dépêche-impatience. Le score total sur l’échelle est la somme des scores dans les quatre facteurs et vous permet de différencier clairement les coroners de personnes en bonne santé.
La version des articles de la JAS utilisée dans ce travail est celle qu’il apparaît dans l’édition expérimentale du thé et les facteurs envisagés sont ceux publiés par nous (de la pine, de Dreta et de Gaos, 1993) extraites par le processus de composants principaux et de la rotation de varimax sur un échantillon composé de 488 hommes sains entre 30 et 66 ans.
Administration et correction des tests
L’administration des preuves aux patients cardiaques a eu lieu dans une pièce destinée à cet effet à l’hôpital universitaire de Canarias et les jours immédiatement après l’hospitalisation . Avant la gestion des tests, le cardiologue correspondant avait informé les patients de la recherche menée et avait demandé aux patients de leur conformité.Pour remplir les tests, il a été jugé nécessaire que la condition physique des patients était suffisamment bonne pour répondre à la batterie de test sans se fatiguer. Pour la santé en bonne santé, les tests ont été passés dans le même lieu de travail, au centre des soins primaires ou à la maison elle-même. Dans tous les cas, l’intervieweur et la personne interrogée n’étaient présents que. En fonction du niveau culturel des personnes interrogées, ils ont rempli les tests de Solos, mais en présence de l’intervieweur, ou ils ont été lus les questions et les alternatives de réponse qu’ils ont choisi ultérieurement.
La correction JAS a été faite par Un programme informatique qui reproduit les transformations proposées par nous (de Pine, Dreta et GaoS, 1993) conformément à ceux proposés par Boyd et Begley (1987). L’alternative à se comporter ou être considérée comme une alternative est acceptée dans les articles 42 à 46 a été considérée comme une alternative dans la version initiale ou dans la version du thé utilisé par nous. Dans les applications JAS en Europe, et c’est notre cas, de nombreuses personnes qui refusent d’accepter une autre alternative autre que être considérée ou se comporter comme d’autres personnes.
dans le cas des questions et réponses d’EE enregistrées dans un magnétophone pour une évaluation ultérieure. Les intervieweurs étaient toujours des femmes, des étudiants de la pratique spécialisée du dernier cours de psychologie de l’Université de La Laguna. Les évaluations de l’EE sont devenues par groupes de trois personnes. La valorisation a été réalisée par l’accord de deux personnes au moins. En cas de ne pas prendre cet accord minimum, la réponse avait donné à la personne interrogée et a atteint un consensus ultérieur dans l’évaluation de la réponse. Dans le groupe de personnes qui valorisent l’EE, le premier auteur de ce travail était toujours présent. L’évaluation du contenu des articles et du style verbal des personnes interrogées a été faite à partir d’une audition unique de l’enregistrement d’entrevue.
résultats
validité JAS avec la structure d’entrevue en tant que critère
Dans une première approximation du degré de correspondance entre les facteurs de JAS et les analyses de corrélation EE Pearson ont été réalisées sur les réponses de 492 hommes, dont 246 étaient en bonne santé et autant de coroners malades. Les résultats de ces analyses univariées sont présentés dans le tableau 1.
Une observation du tableau 1 vous permet de voir qu’il existe deux facteurs, le 1 de la JAS et 1 dans l’EE, qui ont des coefficients de corrélation modérés. Avec tous les autres facteurs tandis que le facteur 2 de la JAS et 2 de l’EE présentent des corrélations faibles ou très faibles avec tous les autres facteurs, si nous exceptons les facteurs 1 des JAS et 1 aux États-Unis. Ci-dessous, nous analysons les équations de régression le mieux Prédire des scores dans chacun des facteurs de l’EE. Nous utilisons la méthode étape par étape dans cette analyse. Parmi les résultats de cette analyse, c’est l’attention que dans les équations de régression sur les facteurs 2, 3 et 4 de l’EE, le facteur 1 de la JAS pénètre dans l’équation comme une variable unique. Dans ces équations, le facteur 1 de JAS explique 12,44, 24,91 et 25,99%, respectivement, de la variabilité du critère. Dans l’équation de régression sur le facteur 1 de l’EE, les trois facteurs de la JAS en font partie. La R2 initiale est de 0,29, lors de la saisie de l’équation, le facteur 2 est le R2 .39 et lorsque le facteur 3 de .43 entre. L’inclusion du facteur 2 dans l’équation augmente 10% le pourcentage initial de variance expliqué, tandis que l’entrée dans l’équation du facteur 3 ne l’augmente que de 4%.
Nous analysons également la correspondance des deux mesures Instruments de la CTBA par la corrélation canonique du paquet BMDP qui permet une considération plus globale de la correspondance entre les deux instruments. Le test Bartlett indique que, au niveau de la confiance de .01, deux variables canoniques sont nécessaires pour exprimer la dépendance entre les deux ensembles de variables. Le premier était .72 et explique 52% de la variance. La seconde était 0,40 et explique 16% de la variance. Y compris les trois corrélations canoniques est un chi2 (12) = 235.34, P < .001. Après la première corrélation canonique chi2 (6) = 46.18, p = .001. Les variables les plus pertinentes dans la première variable canonique, assistant aux poids de ceux-ci, sont par JAS Factor 1 (0,95) et facteur 3 (0,62) et par EE Factor 1 (0,88) et facteurs 4 (0,69) et 3 (.65). Le sens psychologique de la deuxième corrélation canonique est difficile à trouver, la chose la plus significative à ce sujet est que le plus grand poids de celui-ci a le facteur 2 de la JAS (.66).
Validité JAS avec l’état de santé en tant que critère
L’état de la santé ou de la maladie coronaire est le critère final destiné à prédire lorsque la validité pénale de JAS est analysée. Les résultats disparates obtenus selon l’échantillon de couronnes étudiées nous amènent à analyser la validité de trois groupes de coroners séparément.
validité critère renvoyée à tous les types de maladie coronaire
A MANOVA que les trois facteurs de la JAS considérés comme des variables dépendantes et que des variables indépendantes sont utilisées dans cette analyse et comme variables indépendantes trois facteurs (santé, âge et condition de travail) divisés en deux catégories chacune (saines malades en bonne santé, jeune, aînés et travailleurs ayant des travailleurs dépendants de responsabilité auto-responsabilité), il s’agit donc d’un design à trois voies de 2 x 2 x 2. Nous avons eu un échantillon composé de 246 hommes en bonne santé et de nombreux autres coroners correspondaient à l’âge qui avait été diagnostiqué comme des affections de Angine (95), infarctus antique (59), infarctus actuel (37), infarctus plus actuelle (9) angine, angine plus infarctus antique (11) et autres (35). L’âge moyen des deux groupes est de 53,55 et l’écart type de 6,89.
Les statisticiens descriptifs des groupes formés dans nos analyses apparaissent dans le tableau 2. Pour correspondre au NS des groupes en raison du diagnostic et l’âge, les malades et la santé de 52 ans ont été éliminés, de sorte que les analyses soient faites plus de 464 personnes à partir de laquelle 232 sont en bonne santé et d’autres patients coronariens.
Les résultats de la Manova n’offrent aucune interaction statistiquement significative. Oui, des effets principaux importants sont appréciés dans chacun des facteurs du test d’hotelling. Les statistiques d’effets univarisées sur chacune des variables dépendantes avec moins de 0,05 probabilité sont les suivantes: pour le diagnostic, le facteur 1, F (1 393) = 11,64 (p = 0,001) et le facteur 3 (1.393) = 11,46 (p = .001) ; Pour la profession, facteur 1, F (1 393) = 4.25 (p = 0,04), facteur 2, F (1,393) = 80,85 (P < .001) et facteur 3, F (1 393) = 3,78 (p = 0,05); Pour l’âge, le facteur 2, F (1 393) = 29.72 (P < .001).
L’échelle totale de la JAS a été analysée séparément par une anova également de 2 x 2 x 2 Depuis que ses scores dépendent de manière linéaire des scores sur les facteurs de la JAS. Seuls les effets principaux, F (1 393) = 10.25 (p = 0,001) pour le diagnostic, F (1 393) = 27,42 (P < .001) pour la profession et F (1 393 ) = 9,99 (p = 0,002) pour l’âge.
Comme nous pouvons le constater dans le tableau 2, dans tous les cas où des différences significatives se produisent sur l’échelle totale, elles vont dans la direction hypothétisée aussi probablement. Ils marquent davantage de patients coronariens, des personnes qui font face à plus de responsabilités au travail et aux personnes plus jeunes. Les résultats des facteurs de JAS nous permettent de qualifier les différences entre les groupes. Facteurs 1 (impulsivité rapide-énergie) et 3 (la compétitivité de persévérance) sont typiques des patients coronaires et des personnes qui développent un emploi qui implique une certaine responsabilité. Le facteur 2 (pression de temps et de travail) définit les jeunes responsables du travail (gestionnaires, chefs intermédiaires et travailleurs indépendants).
Validité critère mentionnée à une maladie coronarienne manifestée comme angine ou infarctus
Nous approchons dans cette section l’étude de la validité différentielle de la JAS par analyse discriminante. Les données recueillies lors de l’examen initial du sujet soutiennent une meilleure différenciation entre la santé et le couronnement de maladie quand ils ont subi une angine d’infarctus subi.
Les échantillons envisagés dans des analyses discriminantes sont formés de 111 patients touchés. Angine dont l’âge moyen est de 53,55 ans et l’écart type de 6,89. Le groupe composé de patients ayant subi une crise cardiaque, 116 personnes et les valeurs de la moyenne et de la déviation typique sont respectivement de 51,64 et 8,13. Logiquement, les moyens typiques et les écarts des groupes de contrôle sont les mêmes, car les saines qui les intégrent sont assimilés à l’âge d’un par un avec les malades.
Les variables de prédicteur introduites dans l’étape d’analyse discriminante Une étape sont les trois facteurs de JAS et de la profession.
L’analyse effectuée dans le groupe constitué de coroners sains et malades qui ont subi une angine d’angine offre des différences significatives dans les analyses univariées dans le facteur 1, F = 18.57 ( p < .001) et en facteur 3, f = 10,39 (p = 0,001) et il s’agit d’une fonction discriminante significative à 0,001 composée du facteur de variables 1, facteur 3 et profession. Cette fonction classifie correctement 63,11% des sujets.
L’analyse effectuée dans le groupe sainement et malade ayant subi un infarctus n’offre aucune fonction discriminante significative. Les analyses univariées ne présentent que une différence marginalement significative entre les groupes du facteur 3, F = 2,88 (p = 0,09).
discussion
La discussion des résultats Nous allons répondre aux besoins , nous croyons que les détails précédents qui concentrent nos commentaires et conclusions.
Au cours des dernières années, une tendance claire est manifestée pour abandonner la contrepartie mondiale du troseillissage, car de cette manière, il existe des résultats moins clairs que lorsque vous assisterez à vos composants. (Rosenman, Swan et Carmelli, 1988). Nous participons à une partie de cette tendance et préconisons d’utiliser les instruments de mesure du PCTA envisageant de contempler ses composants, mais sans renoncer à un indice d’évaluation global de celui-ci.
Une autre précision précédente est susmentionnée à la conception du PCTA et à Les propositions visant à la surmonter de la part de certains auteurs comme nous avons déjà exposé ailleurs (du pin, dans la presse). Au sein de ces postes, nous identifions avec ceux de ceux qui ont l’intention de surmonter la construction du PCTA et leurs enquêtes font appel à un ensemble ouvert de comportements qui appellent des comportements promotionnels (Dembroski, Weis, Shields, Haynes et Feinleib, 1978, Siegman et Dembroski, 1989). Cette posture Nous pensons que ce n’est pas en face de la position de Friedman qui, à notre avis, a toujours compris le PTCA comme un ensemble ouvert composé de comportements de poursuite. Différente question est que de la première elldman et de son équipe ont pu détecter et proposer les comportements qui sont mieux prédisés ou corrélés à la CE. En fait, Friedman (1989) considère la construction de JAS, bien qu’elle y participe (Jenkins et al., 1967), car la JAS ne collecte pas l’hostilité, une dimension clairculaire de pronocorbonarbonaire.
a fait ces précisions , nous avons ensuite commenter les résultats. Les corrélations entre les approches globales du PCTA capturées par chaque instrument, à la fois réalisées par la corrélation canonique et lorsqu’elle est effectuée par la corrélation Pearson compte tenu de la somme des scores dans tous les facteurs comme une échelle totale, la correspondance moyenne manifeste -art -art parmi eux. Ce résultat nous permet d’affirmer que les deux instruments mesurent la même construction sur la base des facteurs 1, 3 et 4 de l’EE. Mais ils le font avec des nuances différenciées, comme il ressort dans les analyses effectuées à partir des différents facteurs. Plusieurs analyses de régression indiquent clairement que JAS Factor 1 est la plus grande variance expliquée dans tous les cas. Ce résultat lié aux faibles corrélations présentées par les autres facteurs entre eux, d’abord, que le facteur 1 de JAS n’est pas un dimensionnel, car nous avons déjà prouvé (du pin, de Dreta et de Gaos, 1993) et, deuxièmement, que le contenu de L’EE, ils ne sont pas bien représentés dans JAS. C’est le cas, par exemple, le facteur 2 de l’EE qui mesure les comportements énergétiques et hostiles au cours de l’entretien et que le facteur 1 n’apparaît que 12,44% de la variance. Le facteur 2 de la JAS, d’autre part, est celui qui a présenté les corrélations les plus basses avec l’un des facteurs de l’EE et est le plus représentatif dans la deuxième variable canonique. Ce fait, assez fréquent dans la littérature (mayes et autres, 1984, Byrne, Rosenman, Schiller et Chesney, 1985) nous dit que le contenu du facteur 2 est la moindre relation avec les facteurs de l’EE, bien qu’il explique 10% de la Factor 1 US Factor 1. Il est également le moins spécifique de cet instrument d’évaluation de la TCTA. Anderson et Meininger (1993) font référence à ce résultat comme une variance unique de JAS. En effet, les valeurs faibles des corrélations indiquent que ce facteur recueille un contenu particulièrement représenté dans la JAS, mais que, comme nous l’avons vu dans les différentes analyses, ne capture pas les composants centraux d’un schéma de comportements de pronocorbonate.
L’analyse de la validité des JAS en ce qui concerne les groupes de critères de santé et de maladie de quatre résultats qui méritent une considération: la différenciation claire entre les patients coronaires sains et tous les patients coronariens, non discrimination entre aucun des groupes de Malade et sain du facteur 2 de la JAS, la validité différentielle de la JAS sur la base des échantillons de patients coronaires utilisés dans les études et l’importance du facteur de profession lorsqu’il explique les scores dans la JAS.
La différenciation claire entre coroners sains et malades de toutes sortes est un résultat qui approuve la validité des critères de l’échelle totale des JAS et des facteurs 1 et 3.La non-différenciation entre les normes sains et mal coronaires de différents types du facteur 2 de la JAS proposée par nous est le même résultat que celui donné avec l’échelle JAS Scale J. Ceci est le résultat qui apparaît également dans les méta-analyses existantes (Booth-Kewley et Friedman, 1987). L’échelle J, comme notre facteur 2, mesure un dévouement à l’œuvre des personnes plus jeunes qui sont toujours en mesure de progresser socialement pour leur livraison au travail, mais pas un comportement qui dérive dans la CE ou qui permet de la santé saine et malade. L’échelle J et notre facteur 2 doivent ensuite être exclues des composantes d’une échelle mondiale qui entend mesurer les comportements de poursuite. Il ne peut être considéré que comme une condition ou une situation qui favorise la manifestation de la CTA.
Les résultats obtenus avec les afréses de l’angine dans les facteurs 1. Speed-Energy-Impulsivité et 3, la compétitivité de la persévérance, montrent des différences significatives entre les groupes qui correspondent exactement à l’hypothèse la plus probable: les coronateurs malades marquer plus haut sur eux que des personnes en bonne santé. Dans le cas de l’infarctucement des patients affectés, seule une différence marginale entre les groupes en facteur est apparaît. Ce résultat semble important car il nous dit que JAS discrimine entre coroners sains et malades lorsque la maladie se manifeste comme angine et non quand elle se manifeste en tant que battement de coeur. La chose spécifique ne semble pas être la maladie coronaire, mais sa façon de se manifester.
La première hypothèse que nous avons mélangée pour expliquer ces résultats était que, lorsqu’un groupe de patients affecte l’infarctus pour les patients Avec l’infarctucement de l’infarctucement antique, les composants du groupe qui ont subi cet épisode six mois ou plus, l’infarctus antique, avaient modifié leur mode de vie et présenté moins de score dans les facteurs de la JAS que ceux qui avaient subi un récent infarctus. Ceci n’est pas rempli. Les personnes qui présentent l’infarctus antique montrent des scores légèrement plus élevés sur les facteurs de JAS que les patients montrant un infarctus actuel, bien que la différence entre eux ne soit pas statistiquement significative.
La deuxième hypothèse que nous élaborons était que les personnes souffrant de L’angine est des gens plus anxieux que ceux qui souffrent d’infarctus. Comparaison d’anxiété à travers le questionnaire d’anxiété d’axe d’État Spielberger, Gorsuch et Lushene dans l’adaptation espagnole du thé (1988), il s’agit d’un score plus élevé dans les deux types d’anxiété chez les personnes qui ont subi une angine (bas du groupe avec l’état d’anxiété anganne et trait 19,38 V 23.42; médias du groupe avec infarctus 17,46 et 21,6). Cette différence n’est toutefois pas statistiquement significative, mais cela pointe dans cette direction. Comme nous le savons, d’autre part, que JAS ne corrélait pas d’anxiété (Matthews, 1982, Edwards et Baglioni, 1991), l’explication à nos résultats pourrait être liée au modèle de relation de personnalité-maladie que SULS et Rittenhouse (1990) Appelez «les comportements dangereux» précipitant ». Ce modèle estime que le ratio CTA-CE est établi sur la base des types de comportements plus dangereux pour votre santé. Parmi ces comportements, il fait nier les premiers signes d’attaques à l’augmentation du cœur, de cette manière leur probabilité de décès avant ces attaques. Selon ce modèle, les personnes touchées par Angina présentent plus clairement les comportements de poursuites, car leur plus grand degré d’anxiété les conduit à une plus grande inquiétude face à leur santé et, par conséquent, de survivre davantage. Les patients qui ont connu une infarctus montrent moins de comportements de poursuite, car les membres de ce groupe plus important en raison du comportement de leur procureur seraient morts dans un plus grand nombre d’engourdissements pour avoir été préoccupé par la prise en charge de leur santé. Nous pensons que ceci est une explication possible, mais nous pensons également que la question peut être plus complexe et qu’il existe une question importante ouverte à la recherche dans ce résultat qui s’est produite dans notre travail.
L’importance notoire De facteur, de niveau professionnel, d’expliquer la présence des composants du PCTA est compatible avec la conception du PCTA comme une action complexe – une émotion qui est montrée dans des situations qui représentent des défis et des défis. Il semble clair que les situations régies par des travailleurs autonomes et des gestionnaires avec du personnel sous leur charge génèrent plus de situations de ce type que celles qui se produisent dans le cas des travailleurs dépendants.
Nous concluons que la JAS ne contient que deux dimensions qui permettent la différenciation entre la santé et le couronnement, surtout s’ils ont subi une angine angine.Par conséquent, et conformément à la position théorique adoptée par nous au début de cette discussion, nous proposons une échelle totale de la CTA ou une mesure globale de la poursuite des mentionnements de la JAS à celui formé par les deux facteurs qui surviennent des différences entre les groupes, rapidement. Éducation-impulsivité et la persévérance-compétitivité. Nous pensons que notre échelle 2 ou JAS J n’est pas soutenu dans la littérature pour continuer à examiner les composantes d’un schéma de comportements pronocormonques. Ils n’auraient aucun sens comme des échelles qui révèlent des situations ellicitatives du PCTA.
Nous pensons que cette proposition est plus justifiée que ce qui se fait dans le manuel JAS, dans lequel, après avoir effectué une proposition de composition factorielle de la Articles inclus dans l’inventaire, une échelle d’extraction clinique est présentée comme une mesure avec des analyses de facteurs, une procédure qui attire l’attention de tous les critiques (Fekken et Holden, 1988, Edwards, 1991).