em um artigo recente (de Pine, Dreta e Gaos, 1993) estudamos algumas propriedades psicométricas do questionário da atividade de Jenkins, (JAS, para manter as iniciais inglesas que fizeram uma fortuna na literatura referida ao assunto). Os dados do referido trabalho e dos estudos de Boyd e Begley (1987) e Edwards, Baglioni and Cooper (1990) apoiam as críticas do JAS realizado por Fekken e Holden (1988). Essas críticas referem-se à escassa consistência interna das escalas e do fato de que sua estrutura fatorial não é justificada, a composição dos fatores e a maior ponderação dos escores dos itens dentro das diferentes escalas. Portanto, no artigo acima mencionado, aceitando a proposta para avaliar respostas aos itens feitos por Boyd e Begley, apresentamos uma proposta de estrutura fatorial de JAS e as propriedades psicométricas correspondentes que acreditamos melhorar a proposta de Jenkins, Zyzanski e Rosenman ( 1979) Eles fazem no Handbook Jas.
Neste artigo, queremos progredir no conhecimento das propriedades psicométricas do JAS estudando sua validade de critérios.
A validade dos critérios do JAS foi levantado com referência a três critérios básicos: a) a entrevista estruturada, B) tarefas e comportamentos que testam e mostram as dimensões contempladas na construção e c) a presença atual ou futura de doença coronariana (CE) em pessoas que pontuam alto no jas.
O JAS, originalmente, foi concebido como uma medida objetiva que maximizaria a previsão de classificação das pessoas como tipos A ou B na entrevista estruturada (EE) (Jenkins, RO) Senhan e Friedman, 1967). Este primeiro objectivo na preparação de Jas está exigindo que um primeiro aspecto seja examinado no estudo da validade critural de Jas é a sua relação com o EE.
A validade do JAS foi estudada e confirmada com mais frequência com referência ao segundo critério, de modo que existe uma quantidade considerável de pesquisa disponível que mostra que o JAS é uma boa medida das características dos tipos A (vidro, 1977, Carver e Glass, 1978, Matthews, 1978; Contrada, Wright e Glass, 1985 e Houston, 1986).
A validade do JAS também foi estudada com uma certa frequência e confirmada apenas parcialmente quando foi tentada verificar em relação à CE.
Neste trabalho, vamos nos concentrar neste último critério de validade e na correspondência de JAS-EE.
Validade criterial referiu-se ao EE
Queremos registrar aqui que é questionável considerar a validade crítica a associação entre Jas e o EE. Na verdade, há alguma controvérsia nesse sentido que coleciona Edwards (1991). Nossa posição a este respeito é que de não considerar a EE, conforme mantido por O’Loney (1984) e O’Loney, Harding e Eiser (1985), o critério de medição do padrão de conduta tipo A (PCTA) e menos nossa versão espanhola. Nossa posição é mais nuancia e não teríamos nenhum reparo para chamar a validade convergente na validade estudada neste momento, porque o EE não é uma medida do erro de medição livre do PCTA.
Quando o criminoso é válido Analisada em relação ao EE, é expressa como percentagens de acordo com a classificação das pessoas dentro de várias categorias, uma vez que a EE, na prática de todo o trabalho, tem sido avaliada classificando as pessoas em categorias. As categorias de classificação variam entre dois e seis máximos. As porcentagens de acordo com a classificação dos assuntos publicados após o manual do JAS são semelhantes às coletadas nele. No que diz respeito ao número de categorias estabelecidas, os resultados são bastante óbvios. Se as pessoas forem classificadas em duas categorias, a porcentagem de concordância entre os dois instrumentos é de cerca de 75%, se quatro categorias forem estabelecidas, a porcentagem de acordo com 60% (Matthews, 1982). Se apenas grupos extremos forem considerados, as porcentagens concordam consideravelmente. As porcentagens dependem de acordo com a idade e o sexo das pessoas que cumprem os questionários. Eles descem os mais jovens e em mulheres (Bennett e Carrol, 1989). Essas porcentagens de acordo com a classificação de JAS e EE não dão forte apoio à validade preditiva de JAs em relação ao EE, como dizendo Matthews, uma porcentagem de correspondência na classificação que varia entre 60 e 70%, apenas melhora aleatoriamente por 10 e 70% ou 20%, porque aproximadamente 50% da população pode ser classificada como pertencente ao tipo A.
No nosso caso, estamos interessados, especialmente, a validade dos critérios expressa da correlação entre as avaliações entre os valões no EE e as pontuações nas escalas do JAS, porque nossa avaliação EE é feita de unidades de medição contínua ( Pine e Gaos, 1992). As correlações de Pearson entre as pontuações na escala A dos JAS e as categorias na classificação ou nas pontuações contínuas oscilam entre 0,20 e .40 nas amostras de machos adultos (CHAFS, Chadwick e Rosenman, 1981; Matthews, Krantz , Demboski e MacDougall, 1982). Estes valores são repetidos com mulheres empregadas (Mayes, Sime e Gânter, 1984) com estudantes universitários masculinos (Matthews e outros, 1982) e com estudantes universitários (devem, MacDougall, Dembroski e Van Horn, 1983). Pesquisas recentes sobre as correlações entre as quatro escalas de JAS e o EE e os componentes mostraram que Jas e EE têm alguma variação comum. As obras de Matthews e outros (1982), Musante e outros (1983) e Anderson e Meininger (1993) apreciam que essa variância comum é especialmente associada a julgamentos de comportamento e hostilidade apressados, competitividade e nível de energia. Por outro lado, o EE parece ter uma variação única associada ao estilo verbal (Matthews e outros e musante e outros) e avaliações clínicas e a expressão da agressividade (Anderson e Meininger). Fekken e Holden (1988) atributo a JAS, com base nos estudos de Matthews e outros e musante e outros, uma variação única associada à pressão do tempo. Mayes e outros (1984) apoia uma variância única de JAS ligadas à implicação no trabalho. Na literatura sobre o tema há um consenso de que JAS e EE não medem componentes idênticos de processamento de conduta e, portanto, não são intercambiáveis (Edwards, 1991).
Critérios relacionados Validade para a presença da CE
Preveja que uma pessoa será classificada como AB no EE é apenas um passo intermediário no estudo da validade dos critérios de JAS. O objetivo final ao avaliar o comportamento do tipo A (CTA) é prever a doença coronariana. Nos comentários quantitativos (Booth-Kewley e Friedman, 1987, Matthews, 1988, Miller, Turner, Tindale, Posavac e Dugoni, 1991) e qualitativo (Haynes e Matthews, 1988) publicados recentemente, concorda que até 1977, ano do Duas reuniões peritos no sujeito feitos na Flórida, há um número considerável de estudos que acham uma relação positiva entre o PCTA ou qualquer de suas dimensões e a CE considerada, tanto no processo ateromatóstico que constitua a doença, como nas manifestações clínicas de Ele.
Sem dúvida os resultados coletados por Jenkins no MANUAL JAS correspondem a este primeiro momento. Subsequente à publicação do manual, os resultados não são tão positivos, embora os desenhos e desenvolvimentos dos estudos possam explicar grande parte dos resultados pobres obtidos nos últimos anos (Booth-Kewley e Friedman, 1987: Miller e outros, 1991).
A associação da CTA e / ou a de um dos seus componentes e da CE depende, em grande parte dos critérios utilizados nos estudos como um sinal da CE. Quando todas as categorias de manifestações da CE, a associação entre o CTA e os diferentes componentes e a CE é clara, exceto na escala J em que os saudáveis tendem a marcar mais do que os resultados doentes, não são tão claros quando o infarto do miocárdio ou O processo ateromatóstico é considerado separadamente. Nestes casos, as escalas de S V J não oferecem resultados significativos. Os resultados com os pacientes que manifestam a CE apenas como angina pectoris são muito semelhantes aos obtidos nos estudos em que todas as categorias de manifestação da doença são usadas (Booth-Kewley e Friedman, 1987, Miller et al., 1991).
A importância dos desenhos ao encontrar resultados positivos entre comportamentos avaliados por JAS e CE pode ser visto na meta-análise de Miller e outros (1991). A porcentagem de resultados positivos menores é obtida em estudos que usam pacientes de alto risco, independentemente do projeto usado no estudo. Estudos com amostras de pessoas saudáveis e, incluindo aqueles que apresentam um design transversal são aqueles que obtêm maiores percentuais de resultados positivos. Alguns autores, como Miller e outros, explicam esses resultados apelando para a variabilidade das amostras. Amostras de saudável, e mais se comparamos com grupos de casos, temos muito mais variabilidade do que os doentes doentes.Para os outros, (Matthews, 1988), estes resultados e aqueles que fornecem são o resultado do valor precipitante que a CTA tem nos casos de incidência da CE e a ausência do peso da CTA na evolução do mesmo Doença.
Método e Procedimento
A composição de amostra e design
O estudo da validade do critério neste trabalho é abordado com um grupo transversal e grupo de controle . O grupo de casos é composto por pessoas afetadas com a doença coronariana com manifestações clínicas de angina ou infarto. O infarto é classificado como atual, infarto agudo do miocárdio e velho, produziu pelo menos seis meses antes da visita médica. O grupo controle é formado pessoas saudáveis. O número de componentes de cada amostra é equilibrado um por um por um devido a idade e, uma vez que esta condição foi cumprida, os componentes das diferentes amostras foram escolhidos com base na pertença à mesma categoria profissional. Quando o rolamento na categoria profissional não pôde ser realizado em uma das idades, uma pessoa pertencente ao nível profissional mais próximo foi escolhida. As categorias profissionais registradas no banco de dados são: gerentes, líderes intermediários, trabalhadores autônomos, trabalhadores administrativos, trabalhadores manuais especializados e trabalhadores manuais sem especialização.
Diagnóstico
Diferentes amostras de pessoas saudáveis são sub-amostras de outro maior e único composto de 488 homens. Amostras de pessoas afetadas doença coronariana são, por sua vez, sub-amostras de uma amostra composta de 316 pacientes coronarianos masculinos.
Na amostra de pessoas saudáveis, é contado, na maioria dos casos, com a valorização de o estado de saúde fornecido pela empresa ou do médico da cabeça. No resto dos casos, estima-se que eles são pessoas saudáveis, uma vez que nem o questionário de rosas para a detecção de relatório de doenças cardíacas isquêmicas ou detectam a presença da CE. Este grupo é composto por funcionários de diferentes empresas de Santa Cruz de Tenerife e por pessoas atendidas em centros de saúde de Santa Cruz de Tenerife e a Laguna.
A amostra de coroas foi diagnosticada no Hospital Universitário de Canário Ilhas. Esta amostra representa aproximadamente 80% da população de coroners vistos neste hospital entre 1987-1992. Neste grupo, o teste fundamental para o diagnóstico da CE é o cateterismo ou o estudo arteriográfico. Temos diagnóstico através do cateterismo para casos da CE em um montante superior a 85%. Quando o diagnóstico não está disponível para o cateterismo, é baseado em um diagnóstico clínico suportado por análises e registros eletrocardiográficos. A avaliação dos resultados da arteriografia e do diagnóstico clínico foi feita, em sessões clínicas, por profissionais do serviço de cardiologia do Hospital das Ilhas Canárias.
O critério de obstrução significativa em um vidro e, por conseqüência, , é estabelecido quando uma redução na luz arco de qualquer das artérias acima de 75% aparece, o que indica uma redução no diâmetro da artéria de 50%.
instrumentos de medição
O EE utilizado neste estudo é a adaptação espanhola do mesmo publicado pelo Pine e Gaos (1992). Para este trabalho, no entanto, o EE foi avaliado apenas nos itens listados no estudo de Matthews e outros (1982), que aparecem fatialmente analisados no trabalho de pinheiros e Gaoos (em revisão). A razão para essa pequena mudança tem sido nosso desejo de validar nossos resultados em relação ao trabalho de Matthews e outros. A composição fatorial do EE utilizada neste trabalho é resolvida, como no estudo do Pine e Gaos (1992), em quatro fatores: pressão e competitividade, ensaios clínicos (ensaios clínicos), iracibilidade e pressa-impaciência. A pontuação total na escala é a soma das pontuações nos quatro fatores e permite diferenciar claramente os coronadores de pessoas saudáveis.
A versão dos itens do JAs usadas neste trabalho é aquela que aparece na edição experimental do chá e os fatores contemplados são aqueles publicados por nós (do Pine, Dreta e Gaos, 1993) extraídos pelo processo de componentes principais e rotação varimax em uma amostra composta de 488 homens saudáveis entre 30 e 66 anos.
Administração e correção de testes
A administração de evidências aos pacientes cardíacos ocorreu em um quarto destinado a este propósito no Hospital Universitário de Canarias e nos dias imediatamente após a hospitalização . Antes da gestão do teste, o cardiologista correspondente informou aos pacientes da pesquisa que estava sendo realizada e solicitou pacientes com sua conformidade a participar.Para preencher os testes, foi considerado necessário que a condição física dos pacientes era boa o suficiente para atender a bateria de teste sem se cansar. Para o saudável, os testes foram passados no mesmo local de trabalho, no centro de atenção primária ou na própria casa. Em todos os casos, o entrevistador e o entrevistado estavam presentes apenas. Dependendo do nível cultural dos entrevistados, eles completaram os testes de solos, mas na presença do entrevistador, ou foram lidos as questões e as alternativas de resposta que mais tarde escolhem.
jas correção foi feita por Um programa de computador que reproduz as transformações propostas por nós (do pinho, Dreta e Gaos, 1993) de acordo com aqueles sugeridos por Boyd e Begley (1987). A alternativa para se comportar ou ser considerada como uma alternativa é aceita nos itens 42 a 46 foi considerada uma alternativa no JAS original ou na versão do chá usada por nós. Em aplicações JAS na Europa, e este é o nosso caso, há muitas pessoas que se recusam a aceitar outra alternativa diferente de ser considerada ou se comportar como os outros.
No caso da EE registrou perguntas e respostas em um magnetofone para avaliação posterior. Os entrevistadores eram sempre mulheres, estudantes da prática especializada do último curso de psicologia da Universidade de La Laguna. As avaliações do EE tornam-se em grupos de três pessoas. A avaliação foi feita pelo acordo de duas pessoas pelo menos. No caso de não tomar este acordo mínimo, a resposta tinha dado ao entrevistado e atingiu um consenso subsequente na avaliação da resposta. No grupo de pessoas que valorizou o EE, o primeiro autor deste trabalho estava sempre presente. A avaliação do conteúdo dos itens e do estilo verbal dos entrevistados foi feita a partir de uma única audição da gravação de entrevista.
Validade
JAS com a estrutura de entrevista como um critério
Numa primeira aproximação ao grau de correspondência entre os fatores de JAS e as análises de correlação de EE Pearson foram realizadas nas respostas de 492 homens, dos quais 246 eram saudáveis e tantos homens-homens. Os resultados dessas análises univariadas são apresentadas na Tabela 1.
Uma observação da Tabela 1 permite que você veja que existem dois fatores, o 1 do JAS e 1 no EE, que têm coeficientes de correlação moderados Com todos os outros fatores, enquanto o fator 2 do JAS e 2 do EE apresenta correlações baixas ou muito baixas com todos os outros fatores, se nós, exceto os fatores 1 de JAS e 1 nos EUA. Abaixo, analisamos as equações de regressão que melhor Preveja pontuações em cada um dos fatores do EE. Nós usamos o método passo-a-passo nesta análise. Entre os resultados dessa análise é a atenção que nas equações de regressão nos fatores 2, 3 e 4 do EE, o fator 1 do JAS entra na equação como uma única variável. Nestas equações, o Fator 1 de Jas explica 12,44, 24,91 e 25,99%, respectivamente, da variabilidade do critério. Na equação de regressão sobre o fator 1 do EE, os três fatores do JAs fazem parte dele. O R2 inicial é 0,29, ao entrar na equação, o fator 2, o R2 é 0,39 e quando o Fator 3 de .43 entra. A inclusão do fator 2 na equação aumenta 10% a porcentagem inicial de variância explicada, enquanto a entrada na equação do fator 3 só aumenta em 4%.
Também analisamos também a correspondência das duas medições Instrumentos da CTA Através da correlação canônica do pacote BMDP que permite uma consideração mais global da correspondência entre os dois instrumentos. O teste Bartlett indica que, no nível de confiança de 0,01, duas variáveis canônicas são necessárias para expressar a dependência entre os dois conjuntos de variáveis. O primeiro foi 0,72 e explica 52% da variância. O segundo foi 0,40 e explica 16% da variância. Incluindo as três correlações canônicas é um chi2 (12) = 235,34, p < .001. Após a primeira correlação canônica chi2 (6) = 46.18, p = 0,001. As variáveis mais relevantes na primeira variável canônica, atendendo aos seus pesos, são por JAS fator 1 (0,95) e fator 3 (0,62) e por ee fator 1 (.88) e fatores 4 (0,69) e 3 (.65). O significado psicológico da segunda correlação canônica é difícil de encontrar, a coisa mais significativa sobre isso é que o maior peso nele tem o fator 2 do JAS (0,66).
JAS Validade com o estado de saúde como critério
O estado de saúde ou doença coronariana é o critério final que se destina a prever quando a validade criminal de JAS é analisada. Os resultados díspares obtidos de acordo com a amostra de coroas estudadas nos levam a analisar a validade para três grupos de coroners separadamente.
Validade criterial referiu-se a todos os tipos de doença coronariana
uma manova que os três fatores do JAS consideraram como variáveis dependentes e como variáveis independentes são usadas nesta análise e como variáveis independentes três fatores (saúde, idade e condição de trabalho) divididos em duas categorias cada uma delas (saudável, jovem idosos e trabalhadores com trabalhadores dependentes de autonícies), por isso é um design de três vias de 2 x 2 x 2. Tivemos uma amostra composta de 246 machos saudáveis e muitos outros coroners combinados com a idade que haviam sido diagnosticados como afeições de Angina (95), infarto antigo (59), infarto atual (37), infarto mais atual (9) angina, angina mais infarto antigo (11) e outros (35). A idade média de ambos os grupos é de 53,55 e o desvio padrão de 6,89.
Os estatísticos descritivos dos grupos que são formados em nossas análises aparecem na Tabela 2. Para corresponder ao NS dos grupos por causa do diagnóstico e idade, tanto doentes quanto saudáveis de 52 anos foram eliminados, de modo que as análises sejam feitas mais de 464 pessoas a partir dos quais 232 são saudáveis e outros pacientes coronarianos.
Os resultados do manova não oferecem nenhum interação estatisticamente significativa. Sim, efeitos principais significativos são apreciados em cada um dos fatores do teste qualificativo. Estatísticas de efeitos univarizados em cada uma das variáveis dependentes com menos de 0,05 probabilidade são: para diagnóstico, fator 1, f (1,393) = 11,64 (p = 0,64) e fator 3 (1,393) = 11,46 (p = 0,201) ; Para a profissão, fator 1, f (1,393) = 4,25 (p = 0,04), fator 2, f (1,393) = 80,85 (p < .001) e fator 3, F (1,393) = 3,78 (p = 0,05); Para idade, fator 2, f (1,393) = 29,72 (p < .001).
A escala total do JAs foi analisada separadamente por uma ANOVA também de 2 x 2 x 2 desde que suas pontuações são linearmente dependentes dos escores nos fatores do JAS. Apenas os principais efeitos, f (1.393) = 10,25 (p = 0,25) para diagnóstico, f (1,393) = 27,42 (p < .001) para a profissão e F (1.393 ) = 9,99 (p = 0,99 (p = 0,99) para a idade.
Como podemos ver na Tabela 2, em todos os casos em que diferenças significativas ocorrem na escala total estes vão na direção hipotetizada como mais provável. Eles marcam mais pacientes coronarianos, pessoas que enfrentam mais responsabilidade no trabalho e no povo mais jovens. Os resultados nos fatores de Jas nos permitem qualificar as diferenças entre os grupos. Fatores 1 (impulsividade rápida-energia) e 3 (perseverança-competitividade) são típicas de pacientes coronarianos e pessoas que desenvolvem um trabalho que envolve uma determinada responsabilidade. O fator 2 (pressão de tempo e trabalho) define jovens que têm responsabilidade laboral (gerentes, cabeças intermediárias e trabalhadores independentes).
Validade critica referida a doença coronariana manifestada como angina ou infarto
Abordamos nesta seção o estudo da validade diferencial de JAS através da análise discriminante. Os dados coletados na revisão inicial do tópico apoiam uma melhor diferenciação entre saudável e coroando doente quando sofreram angina que sofreram infarto.
As amostras contempladas em análises discriminadas são formadas por 111 pacientes afetados. Angina Cuja idade média é de 53,55 anos e o desvio padrão de 6,89. O grupo composto por pacientes que sofreram um ataque cardíaco, 116 pessoas e os valores da média e o desvio típico são 51,64 e 8.13, respectivamente. Logicamente, os meios e desvios típicos dos grupos de controle são os mesmos, porque os saudáveis que os integram são equiparados aos um dos anos com os doentes.
As variáveis do preditor que são introduzidas na etapa de análises discriminantes Um passo são os três fatores de JAS e a profissão.
A análise realizada no grupo que consiste em homens-jovens e doentes que sofreram angina oferecem diferenças significativas nas análises univariadas no fator 1, f = 18,57 ( p < .001), e no fator 3, f = 10,39 (p = 0,39 (p = 0,39 (p = 0,001) e é uma função discriminante significativa para .001 composta por variáveis fator 1, fator 3 e profissão. Esta função classifica corretamente 63,11% dos assuntos.
A análise realizada no grupo saudável e doente que sofreu infarto não oferecem nenhuma função discriminante significativa. Análises univariadas apresentam apenas uma diferença marginalmente significativa entre os grupos do fator 3, f = 2,88 (p> .09).
discussão
a discussão dos resultados que vamos enfrentar as necessidades acreditamos, detalhes anteriores que focalizam nossos comentários e conclusões.
Nos últimos anos, uma tendência clara é manifestada para abandonar a consideração global do trapt porque, dessa forma, há resultados menos claros que quando você assiste aos seus componentes (Rosenman, cisne e Carmelli, 1988). Participamos em parte dessa tendência e defendemos usando os instrumentos de medição do PCTA que contemplando seus componentes, mas sem renunciar a um índice de avaliação global.
Outra precisão anterior é a acima mencionada à concepção do PCTA e para As propostas para superá-lo por parte de alguns autores, já que já expuseram em outros lugares (do pinho, na imprensa). Dentro dessas posições, identificamos com as daqueles que pretendem superar a construção do PCTA e suas investigações atraem um conjunto aberto de comportamentos que chamam comportamentos promocionais (Dembroski, Weis, Escudos, Haynes e Feinleib, 1978, Siegman e Dembroski, 1989). Esta postura acreditamos que não é o contrário da posição de Friedman que, em nossa opinião, sempre entendia o PTCA como um conjunto aberto composto por comportamentos processadores. Pergunta diferente é que desde o primeiro Elldman e sua equipe foram capazes de detectar e propor os comportamentos que melhor previam ou correlacionados com a CE. De fato, Friedman (1989) considera a construção de JAS, embora participe nele (Jenkins et al., 1967), porque o JAS não coleta hostilidade, uma dimensão claramente prontocorbonesa.
fez essas precisões nós passamos a comentar sobre os resultados. As correlações entre as abordagens globais para o PCTA capturadas por cada instrumento, tanto quando realizadas pela correlação da Canon e quando é feita pela correlação de Pearson, considerando a soma das pontuações em todos os fatores como uma escala total, o manifesto médio de correspondência entre eles. Esse resultado nos permite afirmar que ambos os instrumentos medem o mesmo construto com base nos fatores 1, 3 e 4 do EE. Mas eles fazem isso com nuances diferenciadas, como é evidente nas análises realizadas dos diferentes fatores. Análises de regressão múltiplas deixam claro que o Fator JAS é a maior variação explicada em todos os casos. Este resultado vinculado às baixas correlações apresentadas pelos outros fatores entre si, primeiro, esse fator 1 de JAS não é unidimensional como já provamos (do pinho, Dreta e Gaos, 1993) e, segundo, do que o conteúdo de O EE, eles não estão bem representados em Jas. Este é o caso, por exemplo, fator 2 do EE que mede comportamento energético e hostil durante a entrevista e esse fator 1 só explica 12,44% da variação. O fator 2 do JAS, por outro lado, é aquele que apresentou as mais baixas correlações com qualquer um dos fatores do EE e é o mais representativo na segunda variável canônica. Este fato, bastante frequente na literatura (Mayes e outros, 1984, Byrne, Rosenman, Schiller e Chesney, 1985) nos diz que o conteúdo do fator 2 é o menor relacionamento com os fatores do EE, embora explique 10% do Variância do Fator 1 dos EUA. Também é menos específico deste instrumento de avaliação do TCTA. Anderson e Meininger (1993) referem-se a este resultado como uma variação única de JAS. De fato, os valores baixos das correlações indicam que esse fator coleta um conteúdo particularmente representado no JAS, mas que, como vimos nas diferentes análises, não captura componentes centrais de um padrão de comportamentos de pronocorbonato.
A análise da validade de JAs em relação aos grupos de critérios de saúde saudável e doente oferece quatro resultados que merecem uma consideração: a clara diferenciação entre os pacientes saudáveis e todos os tipos de pacientes coronarianos, a não discriminação entre nenhum dos grupos de Doente e saudável do fator 2 do JAS, a validade diferencial do JAS com base nas amostras de pacientes coronarianos que são usados nos estudos e a importância do fator de profissão ao explicar as pontuações no JAS.
A diferenciação clara entre os coroners saudáveis e doentes de todos os tipos é um resultado que endossa a validade dos critérios da escala total de JAS e Fatores 1 e 3.A não diferenciação entre os saudáveis e os mágicos de diferentes tipos de diferentes tipos do fator 2 do JAS proposto por nós é o mesmo resultado que é dado à escala JAS Scale J. Este é o resultado que também aparece em meta-análises existentes (Booth-Kewley e Friedman, 1987). A escala J, como nosso fator 2, mede uma dedicação ao trabalho de pessoas mais jovens que ainda estão em posição de progredir socialmente por sua entrega para trabalhar, mas não um comportamento que deriva na CE ou que permite diferentes de saudável e doente. A escala J e nosso fator 2 deve, então, ser excluídas dos componentes de uma escala global que pretende medir o processamento de comportamentos. Pode ser considerado apenas como uma condição ou situação que favorece a manifestação da CTA.
Os resultados obtidos com as afrees de angina nos fatores 1. Speed-Energy-Propulseness, e 3, perseverança-competitividade, mostram diferenças significativas entre grupos que correspondem exatamente com a hipótese mais provável: os coronadores doentes pontuação mais alta sobre as pessoas saudáveis. No caso de infarto afetou pacientes apenas uma diferença marginal entre os grupos no fator é aparecer. Este resultado parece importante porque está nos dizendo que Jas discrimina entre os homens e doentes quando a doença se manifesta como angina e não quando se manifesta batimento cardiaco. A coisa específica não parece ser a doença coronariana, mas a sua maneira de se manifestar.
A primeira hipótese que nós embaralhamos para explicar estes resultados foi que, quando composível, o grupo de pacientes afeta o infarto para os pacientes Com o infarto antigo e o infarto atual, os componentes do grupo que sofreram este episódio seis meses ou mais, infarto antigo, modificaram seu estilo de vida e apresentaram menos pontuação nos fatores do JAS do que aqueles que sofreram um infarto recente. Isso não é cumprido. Pessoas que apresentam infarto antigo mostram escores ligeiramente mais altos sobre os fatores de JAs que os pacientes que mostram um infarto atual, embora a diferença entre eles não seja estatisticamente significante.
A segunda hipótese que elaboramos foi que as pessoas que sofrem Angina são pessoas mais ansiosas do que aqueles que sofrem de infarto. De comparação de ansiedade através do questionário de ansiedade do Spielberger State-Axietir, Gorsuco e Lushene na adaptação espanhola de chá (1988), é uma pontuação mais alta em ambos os tipos de ansiedade em pessoas que sofreram angina (meias do grupo com estado de ansiedade angina e traço 19.38 v 23.42; mídia do grupo com infarto 17.46 e 21,6). Essa diferença não é, no entanto, estatisticamente significativa, mas aponta nessa direção. Como sabemos, por outro lado, que Jas não se correlaciona com a ansiedade (Matthews, 1982, Edwards e Baglioni, 1991), a explicação aos nossos resultados pode ser ligada ao modelo de relacionamento da doença de personalidade que Sul e Rittenhouse (1990) chamar ‘Precipitante de “comportamentos perigosos”. Este modelo estima que a relação CTA-CE é estabelecida com base em que digitam um comportamento mais perigoso para sua saúde. Entre esses comportamentos estão negando os primeiros sinais de ataques no coração aumentando, desta forma, sua probabilidade de morte antes desses ataques. De acordo com este modelo, as pessoas afetadas pela Angina mostram mais claramente processos de comportamentos porque seu maior grau de ansiedade os leva a uma maior preocupação com sua saúde e, consequentemente, a sobreviver mais. Os pacientes que experimentaram um infarto mostram menos comportamentos processados, porque os membros desse grupo mais significativos devido ao comportamento de seu promotor teriam morrido em uma maior dormência por se preocupar em cuidar de sua saúde. Acreditamos que esta é uma explicação possível, mas também achamos que a questão pode ser mais complexa e que há uma questão importante aberta à pesquisa nesse resultado que ocorreu em nosso trabalho.
a notória importância de fator, nível profissional, para explicar a presença dos componentes PCTA é consistente com a concepção do PCTA como uma emoção de ação complexa que é mostrada em situações que representam desafios e desafios. Parece claro que as situações governadas por trabalhadores autônomos e gerentes com pessoal sob sua carga geram mais situações desse tipo do que aquelas que ocorrem no caso de trabalhadores dependentes.
Concluímos que a JAs contém apenas duas dimensões que permitem a diferenciação entre saudável e coroa, especialmente se sofreram angina.Portanto, e em consonância com a posição teórica adotada por nós no início desta discussão, propomos como uma escala total de CTA ou medida global de processamento de condutos de JAS ao formado pelos dois fatores que surgem diferenças entre os grupos, Impulsividade energética e perseverança-competitividade. Acreditamos que o nosso fator 2 ou a escala Jas J não é suportado na literatura para continuar considerando os componentes de um padrão de comportamentos prontocorbonáceos. Eles só fariam sentido como escalas que revelam situações elicitivas do PCTA.
Acreditamos que esta proposta é mais justificada do que o que é feito no JAS Manual, no qual, depois de fazer uma proposta de composição fatorial do Itens incluídos no Inventário, uma escala de extração clínica é apresentada como uma medida com análises fatores, um procedimento que chama a atenção de todos os críticos (Fekken e Holden, 1988, Edwards, 1991).