într-un articol recent (din Pine, Dreta și GAOS, 1993) Am studiat câteva proprietăți psihometrice ale Chestionarul activității Jenkins (JAS, pentru a păstra inițialele engleze care au făcut o avere în literatura de specialitate menționată subiectului). Datele lucrărilor menționate și cele ale studiilor lui Boyd și Begley (1987) și Edwards, Baglioni și Cooper (1990) sprijină criticile JAS efectuate de FeKken și Holden (1988). Aceste critici se referă la consistența internă limitată a scalelor și la faptul că structura factorială nu este justificată, compoziția factorilor și ponderarea diferită a scorurilor elementelor din diferite scale. Prin urmare, în articolul menționat mai sus, acceptând propunerea de evaluare a răspunsurilor la elementele făcute de Boyd și Perleley, prezentăm o propunere de structură factorială a JAS și proprietățile psihometrice corespunzătoare pe care le considerăm propunerea pe care Jenkins, Zyzanski și Rosenman ( 1979) Ei fac în Manualul JAS.
În acest articol dorim să progresăm în cunoașterea proprietăților psihometrice ale JAS care studiază validitatea criteriilor.
criteriile valabilității JAS-urilor. a fost ridicată cu referire la trei criterii de bază: a) interviul structurat, b) sarcini și comportamente care testează și arată dimensiunile prevăzute în construct și c) prezența actuală sau viitoare a bolii coronariene (CE) la persoanele care scor Înalt în JAS.
JAS, inițial, a fost conceput ca o măsură obiectivă care ar maximiza predicția de clasificare a persoanelor ca tipuri A sau B în interviul structurat (EE) (Jenkins, RO Senman și Friedman, 1967). Acest prim obiectiv în pregătirea JAS solicită ca un prim aspect să se examineze în studiul valabilității criteriilor JAS, este relația sa cu EE.
Valabilitatea JAS a fost studiată și confirmată cu Mai multă frecvență referitoare la cel de-al doilea criteriu, astfel încât să existe o cantitate considerabilă de cercetare disponibilă, care arată că JAS este o măsură bună a caracteristicilor tipurilor A (sticlă, 1977, Carver și sticlă, 1978, Matei, 1982; Contrada, Wright și Sticlă, 1985 și Houston, 1986).
Valabilitatea JAS a fost, de asemenea, studiată cu o anumită frecvență și confirmată doar parțial când a fost încercată să verifice în legătură cu CE.
În această lucrare ne vom concentra pe acest ultim criteriu de valabilitate și pe corespondența JAS-EE.
Valabilitatea criteriilor menționate la ee
Dorim să înregistrăm aici că este discutabil să se ia în considerare validitatea critică asocierea dintre JAS și EE. De fapt, există o anumită controversă în acest sens că colectează Edwards (1991). Poziția noastră în acest sens este aceea de a nu lua în considerare EE, așa cum a fost întreținut de O’Loney (1984) și O’Loney, Harding și Eiser (1985), criteriul de măsurare a modelului de comportament tip A (PCTA) și mai puțin în versiunea noastră spaniolă. Poziția noastră este mai nuanțată și nu am avea reparații pentru a numi validitatea convergentă la validitatea studiată în acest moment, deoarece EE nu este o măsură a erorii de măsurare liberă PCTA.
Când este valabil criminal Analiza în raport cu EE, este exprimată ca procentaje în conformitate cu clasificarea persoanelor în diferite categorii, deoarece EE, în practică toate lucrările, a fost evaluată clasificând oamenii în categorii. Categoriile de clasificare variază între două și șase maxime. Procentele conform clasificării subiecților publicate după manualul JAS sunt similare cu cele colectate în acesta. În ceea ce privește numărul de categorii stabilite, rezultatele sunt destul de evidente. Dacă oamenii sunt clasificați în două categorii, procentul de acord între ambele instrumente este de aproximativ 75%, dacă sunt stabilite patru categorii, procentul conform cu 60% (Matei, 1982). Dacă sunt luate în considerare numai grupuri extreme, procentele sunt de acord considerabil. Procentele depind în consecință de vârsta și sexul persoanelor care îndeplinesc chestionarele. Ei coboară în cea mai tânără și la femei (Bennett și Carrol, 1989). Aceste procente în conformitate cu clasificarea de la JAS și EE nu acordă un sprijin puternic pentru validitatea predictivă a JAS în raport cu EE, așa cum spun Matthews, un procent din corespondența în ratingul care variază între 60 și 70% se îmbunătățește doar la întâmplare cu 10 sau 20%, deoarece aproximativ 50% din populație poate fi clasificată ca aparținând tipului A.
În cazul nostru suntem interesați, în special, valabilitatea criteriilor exprimate din corelația dintre evaluările din EE și scorurile de pe scalele JAS, deoarece evaluarea noastră EE este făcută din unități de măsurare continuă ( Pine și Gaos, 1992). Corelațiile lui Pearson între scorurile pe scara A din JAS și categoriile din clasificarea sau în scorurile continue oscilează între 0,20 și .40 în probele de bărbați adulți (Chech, Negru, Chadwick și Rosenman, 1981; Matthews, Krantz , Demboski și Macdougall, 1982). Aceste valori sunt repetate cu femeile angajate (Mayes, Sime și Ganter, 1984) cu studenți de sex masculin (Matthews și alții, 1982) și cu studenți (MacDougall, Dembroski și Van Horn, 1983). Cercetările recente privind corelațiile dintre cele patru scale ale JAS și EE și componentele acesteia au arătat că JAS și EE au o variație comună. Lucrările lui Matthews și alții (1982), Musante și Altele (1983) și Anderson și Meininger (1993) apreciază că această variație comună este asociată în special cu comportamente grabene și judecăți de ostilitate, competitivitate și nivel de energie. Pe de altă parte, EE pare să aibă o variantă unică asociată cu stilul verbal (Matthews și alții și musante și alții) și evaluări clinice și expresia agresivității (Anderson și Meininger). FeKken și Holden (1988) atribuie Jas, pe baza studiilor lui Matthews și alții și a musante și alții, o variație unică asociată cu presiunea timpului. Mayes și alții (1984) sprijină o variație unică a JAS legată de implicarea la locul de muncă. În literatura de specialitate, există un consens că JAS și EE nu măsoară componentele identice ale comportamentului de urmărire penală și, prin urmare, nu sunt interschimbabile (Edwards, 1991).
Criterii conexe Valabilitate la prezența CE a CE
prezice că o persoană va fi clasificată ca AB în EE este doar un pas intermediar în studiul valabilității criteriilor JAS. Obiectivul final la evaluarea comportamentului de tip A (CTA) este de a prezice boala coronariană. În revizuirile cantitative (Booth-Kewley și Friedman, 1987, Matthews, 1988, Miller, Turner, Tindale, Posavac și Dugoni, 1991) și calitativ (Haynes și Matthews, 1988) publicate recent, este de acord că până în 1977, anul de an Două întâlniri de experți cu privire la subiectul realizat în Florida, există un număr considerabil de studii care găsesc o relație pozitivă între PCTA sau oricare dintre dimensiunile sale și CE considerate atât în procesul ateromatostic care constituie boala, ca și în manifestările clinice ale Aceasta.
Fără îndoială rezultatele colectate de Jenkins în manualul JAS corespund acestui prim moment. În urma publicării manualului, rezultatele nu sunt atât de pozitive, deși desenele și evoluțiile studiilor ar putea explica o mare parte din rezultatele slabe obținute în ultimii ani (Booth-Kewley și Friedman, 1987: Miller și alții, 1991).
Asociația CTA și / sau cea a uneia dintre componentele sale și a CE depinde, în mare măsură, a criteriilor utilizate în studiile ca semn al CE. Atunci când toate categoriile de manifestări CE, asocierea dintre CTA și diferitele componente ale acestora și CE sunt clare, cu excepția scalei J în care cei sănătoși tind să înscrie mai mult decât rezultatele bolnave nu sunt atât de clare când infarctul miocardic sau Procesul atheromatozic este considerat separat. În aceste cazuri, scalele S V J nu oferă rezultate semnificative. Rezultatele cu pacienții care manifestă CE numai ca angina pectorală sunt foarte asemănătoare cu cele obținute în studiile în care sunt utilizate toate categoriile de manifestare a bolii (Booth-Kewley și Friedman, 1987, Miller et al., 1991).
Importanța proiectelor la găsirea unor rezultate pozitive între comportamentele evaluate de JAS și CE pot fi văzute în meta-analiza Miller și altele (1991). Procentul de rezultate pozitive mai mici este obținut în studiile care utilizează pacienți cu risc crescut, indiferent de proiectul utilizat în studiu. Studiile cu eșantioane de oameni sănătoși și, inclusiv cei care prezintă un design transversal sunt cei care obțin procente mai mari de rezultate pozitive. Unii autori, cum ar fi Miller și alții, explică aceste rezultate prin apelarea la variabilitatea probelor. Eșantioane de sănătate și mai mult Dacă le comparăm cu grupuri de caz, au mult mai multă variabilitate decât cei bolnavi bolnavi.Pentru alții, (Matei, 1988), aceste rezultate și cele pe care le oferă sunt rezultatul valorii precipitante pe care CTA le are în caz de incidență a CE și absența ponderii CTA în evoluția aceluiași boală.
Metoda și procedura
Compoziție de probă și de proiectare
Studiul valabilității criteriilor în această lucrare este abordată cu un grup de proiectare și control transversal . Grupul de caz este compus din persoane afectate de boala coronariană cu manifestări clinice de angină sau infarct. Infarctul este clasificat ca infarct miocardic acut, și vechi, produs cu cel puțin șase luni înainte de vizita medicală. Grupul de control este format oameni sănătoși. Numărul componentelor fiecărui eșantion este echilibrat unul câte unul din cauza vârstei și, odată ce această condiție a fost îndeplinită, componentele diferitelor eșantioane au fost alese pe baza aparținând aceleiași categorii profesionale. Când rularea în categoria profesională nu a putut fi efectuată la una dintre veacuri, a fost aleasă o persoană aparținând celui mai apropiat nivel profesional. Categoriile profesionale înregistrate în baza de date sunt: manageri, lideri intermediari, lucrători independenți, lucrători administrativi, lucrători manuali specializați și lucrători manuali fără specializare.
Diagnosticare
Diferiți oameni de probe sănătoși sunt sub-eșantioane ale altui mai mare și unic compus din 488 de bărbați. Eșantioanele persoanelor afectate de boala cardiacă coronariană sunt, la rândul lor, sub-eșantioane de un eșantion compus din 316 pacienți coronariani de sex masculin.
în proba de oameni sănătoși este numărat, în majoritatea cazurilor, cu evaluarea starea de sănătate furnizată de companie sau de la doctorul principal. În restul cazurilor se estimează că sunt oameni sănătoși, deoarece nici ei, nici chestionarul de trandafir pentru detectarea raportului bolilor de inimă ischemice sau detectarea prezenței CE. Acest grup este compus din angajați ai diferitelor companii din Santa Cruz de Tenerife și de către oamenii au participat la centrele de sănătate din Santa Cruz de Tenerife și Laguna.
Eșantionul de coroane a fost diagnosticat la Spitalul Universitar din Canary Insulele Această probă reprezintă aproximativ 80% din populația de legume văzută în acest spital între anii 1987-1992. În acest grup, testul fundamental pentru diagnosticarea CE este cateterizarea sau studiul arteriografic. Avem diagnostic prin cateterizare pentru cazurile CE într-o sumă mai mare de 85%. Când diagnosticul nu este disponibil pentru cateterizare, se bazează pe un diagnostic clinic susținut de analitice și înregistrări electrocardiografice. Evaluarea rezultatelor arteriografiei și a diagnosticului clinic a fost făcută, în sesiunile clinice, de către profesioniștii serviciului de cardiologie al Spitalului Insulelor Canare.
Criteriul obstrucției semnificative într-un pahar și prin urmare CE , se stabilește atunci când apare o reducere a arcului luminos al oricărei artere de peste 75%, ceea ce indică o reducere a diametrului arterei de 50%.
instrumente de măsurare
EE utilizat în acest studiu este adaptarea spaniolă a aceluiași public publicată de Pine și GAOS (1992). Cu toate acestea, pentru această lucrare, EE a fost evaluată numai în elementele enumerate în studiul lui Matthews și alții (1982), care par a fi analizate factorial la activitatea de pin și gaoos (în cadrul revizuirii). Motivul acestei schimbări mici a fost dorința noastră de a valida rezultatele noastre în legătură cu lucrarea lui Matthews și a altora. Compoziția factorială a EE utilizată în această lucrare este rezolvată, ca în studiul pinului și GAOS (1992), în patru factori: presiune și competitivitate, energie (studiile clinice), iracitate și grabă-nerăbdare. Scorul total pe scară este suma scorurilor din cei patru factori și vă permite să diferențieți în mod clar legii persoanelor sănătoase.
Versiunea elementelor JAS utilizate în această lucrare este una că apare în ediția experimentală a ceaiului, iar factorii contemplați sunt cei publicați de noi (de la pin, Dreta și Gaos, 1993) extras prin procesul de componente principale și de rotație varimax pe o probă compusă din 488 de bărbați sănătoși între 30 și 66 de ani.
Administrarea și corectarea testelor
Administrarea dovezilor la pacienții cu inimă a avut loc într-o cameră destinată în acest scop la Spitalul Universitar din Canarias și în zilele imediat după spitalizare . Înainte de gestionarea testului, cardiologul corespunzător a informat pacienții cu privire la cercetarea care a fost efectuată și a solicitat pacienților cu conformitatea lor de a participa la acesta.Pentru a completa testele, a fost considerat necesar ca starea fizică a pacienților să fie suficient de bună pentru a răspunde la bateria de testare fără a obosi. Pentru cei sănătoși, testele au fost trecute în același loc de muncă, la centrul de îngrijire primară sau în casa însăși. În toate cazurile, intervievatorul și intervievatul au fost prezenți numai. În funcție de nivelul cultural al intervievaților, au finalizat testele solo, dar în prezența intervievatorului sau au citit întrebările și alternativele de răspuns pe care le-au ales mai târziu.
JAS Corectarea a fost făcută de Un program de calculator care reproduce transformările propuse de noi (de la pin, Dreta și GAOS, 1993), în conformitate cu cele sugerate de Boyd și Spendley (1987). Alternativa de a se comporta sau de a fi considerată ca alternativă este acceptată în articolele 42 la 46 a fost considerată o alternativă în originalul JAS sau în versiunea de ceai utilizată de noi. În aplicațiile JAS din Europa și acesta este cazul nostru, există mulți oameni care refuză să accepte o altă alternativă, altele decât să fie considerate sau să se comporte ca alții.
În cazul întrebărilor și răspunsurilor înregistrate în A magnetofon pentru evaluarea ulterioară. Intervievații au fost mereu femei, studenți ai practicii de specialitate a ultimului curs de psihologie al Universității din Laguna. Evaluările EE au devenit în grupuri de trei persoane. Evaluarea a fost făcută cel puțin de acordul a două persoane. În cazul în care nu ia acest acord minim, răspunsul a dat intervievatul și a atins un consens ulterior în evaluarea răspunsului. În grupul de persoane care au apreciat EE, primul autor al acestei lucrări a fost întotdeauna prezent. Evaluarea conținutului elementelor și a stilului verbal al intervievilor a fost realizat dintr-o singură audiție a înregistrării interviului.
Rezultate
JAS Valabilitate cu structura interviului ca criteriu
Într-o primă aproximare a gradului de corespondență dintre factorii JAS și analizele de corelare EE Pearson au fost efectuate asupra răspunsurilor a 492 de bărbați, dintre care 246 erau sănătoși și cât mai mulți legați bolnavi. Rezultatele acestor analize univariate sunt prezentate în tabelul 1.
O observație a tabelului 1 vă permite să vedeți că există doi factori, 1 a JAS și 1 în EE, care au coeficienți de corelare moderați Cu toți ceilalți factori, în timp ce factorul 2 al JAS și 2 din EE prezintă corelații scăzute sau foarte scăzute cu toți ceilalți factori, dacă noi, cu excepția factorilor 1 ai JAS și 1 în SUA. Mai jos analizăm ecuațiile de regresie care este cel mai bun Preziceți scorurile în fiecare dintre factorii EE. Folosim metoda pas cu pas în această analiză. Printre rezultatele acestei analize este atenția că, în ecuațiile de regresie asupra factorilor 2, 3 și 4 din EE, factorul 1 al JAS intră în ecuația ca o singură variabilă. În aceste ecuații, factorul 1 al JAS explică 12,44, 24,91 și 25,99%, respectiv a variabilității criteriului. În ecuația de regresie cu privire la factorul 1 al EE, cei trei factori ai JAS fac parte din ea. R2 inițial este .29, când intră în ecuația Factorul 2 R2 este .39 și când intră Factorul 3 din .43. Includerea factorului 2 în ecuație crește 10% procentul inițial de variație explicată, în timp ce intrarea în ecuația factorului 3 mărește numai cu 4%.
analizăm, de asemenea, corespondența celor două măsurători Instrumentele CTA prin corelarea canonică a pachetului BMDP care permite o analiză mai globală a corespondenței dintre ambele instrumente. Testul Bartlett indică faptul că, la nivelul de încredere al lui .01, sunt necesare două variabile canonice pentru a exprima dependența dintre cele două seturi de variabile. Primul a fost .72 și explică 52% din variație. Al doilea a fost .40 și explică 16% din variantă. Inclusiv cele trei corelații canonice este un chi2 (12) = 235,34, p < .001. După prima corelație canonică Chi2 (6) = 46,18, p = .001. Cele mai relevante variabile din prima variabilă canonică, care participă la greutățile acestora sunt prin factorul 1 (.95) și Factorul 3 (.62) și de factorul 1 (.88) și factorii 4 (.69) și 3 (.65). Semnificația psihologică a celei de-a doua corelații canonice este dificil de găsit, cel mai important lucru este că cea mai mare greutate din ea are factorul 2 al JAS (.66).
JAS Valabilitatea cu starea de sănătate ca criteriu
Starea sănătății sau a bolii coronariene este criteriul final care este destinat să prezică atunci când este analizată valabilitatea criminală a JAS. Rezultatele disparate obținute în conformitate cu eșantionul de coroane studiate ne conduc pentru a analiza separat validitatea a trei grupe de legume.
validitatea criterială menționată la toate tipurile de boli coronariene
o manova în pe care cei trei factori ai JAS considerați ca variabile dependente și ca variabile independente sunt utilizate în această analiză și ca variabile independente trei factori (sănătate, vârstă și condiție de lucru) împărțite în două categorii fiecare (bolnav-sănătoși-sănătoși, tineri- Seniorii și lucrătorii cu lucrători dependenți de responsabilitate auto-responsabilă), deci este un design în trei direcții de 2 x 2 x 2. Am avut o probă compusă din 246 de bărbați sănătoși și multe alte coloniere se potrivesc în vârstă care au fost diagnosticate ca afecțiuni ale Angina (95), infarct antic (59), infarctul curent (37), mai multă infarct curente (9) Angina, angina infarct antic (11) și altele (35). Vârsta medie a ambelor grupuri este de 53,55 și deviația standard de 6.89.
Statisticienii descriptivi ai grupurilor care se formează în analizele noastre apar în tabelul 2. pentru a se potrivi cu NS a grupurilor din cauza diagnosticului și vârsta, atât bolnavi, cât și sănătoși de 52 de ani au fost eliminați, astfel încât analizele să fie făcute peste 464 de persoane din care 232 sunt sănătoși și alți pacienți coronari.
Rezultatele Manovei nu oferă niciunul interacțiune semnificativă statistic. Da, efectele principale semnificative sunt apreciate în fiecare dintre factorii de la testul de hotel. Statisticile efectelor neevaluate asupra fiecăreia dintre variabilele dependente cu probabilitate mai mică de 0,05 sunt: pentru diagnosticare, factor 1, F (1,393) = 11,64 (p = 0,001) și factor 3 (1,393) = 11,46 (p = .001) ; pentru profesia, Factorul 1, F (1,393) = 4,25 (p = 0,04), Factorul 2, F (1.393) = 80.85 (p < .001) și factor 3, F (1,393) = 3,78 (p = 0,05); Pentru vârsta, Factorul 2, F (1,393) = 29,72 (p iv id = „33992C6756” .001).
Scala totală a JAS a fost analizată separat de un anova, de asemenea de 2 x 2 x 2, deoarece scorurile sale sunt dependente liniar de scorurile asupra factorilor JAS. Doar efectele principale, F (1,393) = 10,25 (p = 0,001) pentru diagnosticare, F (1,393) = 27,42 (p iv id = „33992C6756” .001) pentru profesie și F (1,393 ) = 9,99 (p = 0,002) pentru vârstă.
După cum putem vedea în tabelul 2, în toate cazurile în care apar diferențe semnificative pe scara totală, acestea merg în direcția ipotezată ca fiind mai probabilă. Ei scor mai mulți pacienți coronari, oameni care se confruntă cu mai multă responsabilitate la locul de muncă și la tinerii. Rezultatele în factorii de JAS ne permit să calificăm diferențele dintre grupuri. Factorii 1 (impulsivitatea rapidă-energetică) și 3 (perseverență-competitivitate) sunt tipice pentru pacienții coronari și persoanele care își dezvoltă un loc de muncă care implică o anumită responsabilitate. Factorul 2 (timpul și presiunea de muncă) definește tinerii care au responsabilitate de muncă (manageri, capete intermediare și lucrători independenți).
Valabilitatea criteriilor menționate la boala cardiacă coronariană manifestată ca angină sau infarct
Ne apropiem în această secțiune studiul valabilității diferențiale a JAS prin analiza discriminantă. Datele colectate în revizuirea inițială a subiectului susțin o mai bună diferențiere între bolnavii sănătoși și încoronați atunci când au suferit angină care au suferit infarct.
Probele avute în vedere în analizele discriminatorii sunt formate din 111 pacienți afectați. Angina A cui vârsta medie este de 53,55 ani și deviația standard de 6,89. Grupul compus din pacienți care au suferit un atac de cord, 116 persoane și valorile medii și abaterea tipică sunt de 51,64 și, respectiv, 8.13. În mod logic, mijloacele tipice și abaterile grupurilor de control sunt aceleași, deoarece cele sănătoase care le integrează sunt echivalente la vârsta una câte una cu bolnavii.
variabilele predictorului introduse în etapa analizelor discriminatorii Un pas sunt cei trei factori ai JAS și profesia.
Analiza efectuată în grupul constând din legume sănătoase și bolnave care au suferit Angina oferă diferențe semnificative în analizele univariate din Factorul 1, F = 18.57 ( p < .001) și în Factura 3, F = 10,39 (p = .001) și este o funcție discriminantă semnificativă la .001 compusă din factorul 1 variabilelor 1, factor 3 și profesie. Această funcție clasifică corect 63,11% din subiecți.
Analiza efectuată în grupul sănătos și bolnav care au suferit infarct nu oferă nicio funcție discriminantă semnificativă. Analizele univariate prezintă doar o diferență marginal semnificativă între grupurile de la Factorul 3, F = 2,88 (p = 0,09).
Discuție
Discuția rezultatelor pe care le vom aborda nevoile , Noi credem, detalii anterioare care se concentreze comentariile si concluziile noastre.
În ultimii ani se manifestă o tendință clară pentru a abandona luarea în considerare a trafecției globale, deoarece în acest mod există rezultate mai puțin clare că atunci când participați la componente (Rosenman, Swan și Carmelli, 1988). Participăm la o parte din această tendință și avocați utilizarea instrumentelor de măsurare a PCTA care să se gândească componentele sale, dar fără a renunța la un indice de evaluare globală.
O altă precizie anterioară este cea mai sus menționată la concepția PCT și la Propunerile de a-l depăși din partea unor autori, așa cum am expus deja în altă parte (de la pin, în presă). În cadrul acestor poziții, ne identificăm cu cei care intenționează să depășească construcția PCTA și investigațiile lor fac apel la un set deschis de comportamente care apelează comportamente promoționale (Dembroski, Weis, Shields, Haynes și Feinleib, 1978, Siegman și Dembroski, 1989). Această postură credem că nu este opusă poziției Friedman că, în opinia noastră, a înțeles întotdeauna PTCA ca un set deschis alcătuit din comportamente de urmărire penală. Întrebarea diferită este că, de la primul ElLDMAN, iar echipa sa au reușit să detecteze și să propună comportamente care sunt cele mai bine prevăzute sau corelate cu CE. De fapt, Friedman (1989) consideră că construcția JAS, deși participă la acesta (Jenkins et al., 1967), deoarece JAS nu colectează ostilitate, o dimensiune pronocorbonara în mod clar.
a făcut aceste precizii , am continuat să comentăm rezultatele. Corelațiile dintre abordările globale ale PCTA capturate de fiecare instrument, atât atunci când sunt efectuate de corelația canonului și când se face prin corelația Pearson, având în vedere suma scorurilor din toți factorii ca o scară totală, Manifestul mediu de corespondență printre ei. Acest rezultat ne permite să afirmăm că ambele instrumente măsoară aceeași construcție pe baza factorilor 1, 3 și 4 a EE. Dar ei o fac cu nuanțe diferențiate, așa cum este evident în analizele efectuate de diferiți factori. Analizele de regresie multiple clarifică faptul că JAS Factor 1 este variația mai mare explicată în toate cazurile. Acest rezultat legat de corelațiile scăzute prezentate de ceilalți factori între ei, în primul rând, că factorul 1 al JAS nu este unidimensional așa cum am dovedit deja (de la pin, Dreta și Gaos, 1993) și, al doilea, decât conținutul de la conținutul de la EE, ele nu sunt bine reprezentate în Jas. Acesta este cazul, de exemplu, factorul 2 al EE care măsoară comportamentul energetic și ostil în timpul interviului și că factorul 1 explică doar 12,44% din variație. Factorul 2 al JAS, pe de altă parte, este cel care a prezentat cele mai mici corelații cu oricare dintre factorii EE și este cel mai reprezentativ în a doua variabilă canonică. Acest fapt, destul de frecvent în literatură (MAYES și alții, 1984, Byrne, Rosenman, Schiller și Chesney, 1985) ne spune că conținutul factorului 2 este cea mai mică relație cu factorii EE, deși explică un 10% din Varianța factorului american 1. Este, de asemenea, cel mai puțin specific pentru acest instrument de evaluare TCTA. Anderson și Meininger (1993) se referă la acest rezultat ca o variație unică a lui Jas. Într-adevăr, valorile scăzute ale corelațiilor indică faptul că acest factor colectează un conținut deosebit de reprezentat în JAS, dar că, după cum am văzut în diferitele analize, nu captează componentele centrale ale unui model de comportamente de pronocorbonat.
Analiza valabilității JAS în raport cu grupurile de criterii de sănătate și bolnavi oferă patru rezultate care merită o considerație: diferențierea clară dintre sănătoși și toate tipurile de pacienți coronari, nediscriminarea între niciunul dintre grupurile bolnav și sănătoși din factorul 2 al JAS, validitatea diferențială a JAS pe baza eșantioanelor de pacienți coronari care sunt utilizați în studii și importanța factorului profesiei atunci când explică scorurile din JAS.
Diferențierea clară dintre vezornicii sănătoși și bolnavi de toate tipurile este rezultatul care susține criteriile valabilității scalei totale a JAS și a factorilor 1 și 3.Non-diferențierea dintre cei mai sănătoși și bolnavi de diferite tipuri de la factorul 2 al JAS propus de noi este același rezultat, așa cum este dat cu scala JAS JAS J. Acesta este rezultatul care apare și în meta-analizele existente (Booth-Kewley și Friedman, 1987). Scara J, ca factor 2, măsoară o dedicație lucrării persoanelor mai tinere care sunt încă în măsură să progreseze din punct de vedere social pentru livrarea lor la locul de muncă, dar nu un comportament care derivă în CE sau care să permită diferit de sănătoși și bolnavi. Scara J și factorul nostru 2 trebuie să fie excluse din componentele unei scale globale care intenționează să măsoare comportamentele de urmărire penală. Acesta poate fi considerat doar ca o condiție sau situație care favorizează manifestarea CTA.
Rezultatele obținute cu subfeii anginei în factorii 1. Impulsivitatea cu viteză-energetică și 3, perseverența-competitivitate, prezintă diferențe semnificative între grupurile care corespund exact cu cea mai probabilă ipoteză: legii bolnavi scor mai înalt pe ele decât oamenii sănătoși. În cazul infarctului, pacienții afectați numai o diferență marginală între grupuri în factor apare. Acest rezultat pare important deoarece ne spune că JAS discriminează între vestitorii sănătoși și bolnavi atunci când boala se manifestă ca angină și nu atunci când se manifestă ca a Heartbeat. Lucrul specific nu pare a fi boala coronariană, ci calea sa de a se manifesta în sine.
Prima ipoteză pe care am amestecat-o pentru a explica aceste rezultate a fost că, atunci când este compozibil grupul de pacienți afectează infarctul pacienților Cu infarct antic E Infarctul curent, componentele grupului care au suferit acest episod șase luni sau mai mult, infarct antic, și-au modificat stilul de viață și au prezentat scor mai puțin în factorii lui Jas decât cei care au suferit o infracțiune recentă. Acest lucru nu este îndeplinit. Oamenii care prezintă infarctul antic prezintă scoruri ușor mai mari asupra factorilor JAS că pacienții care prezintă o infarct curentă, deși diferența dintre ele nu este semnificativă din punct de vedere statistic.
A doua ipoteză pe care o elaborăm a fost că oamenii suferă de Angina sunt mai îngrijorați decât cei care suferă de infarct. De comparare a anxietății prin chestionarul de anxietate de stat Spielberger, Gorsuch și Lushene în adaptarea spaniolă a ceaiului (1988), este un scor mai mare în ambele tipuri de anxietate la persoanele care au suferit angină (ciorapi ai grupului cu angină de angietate de anxietate și TRAIT 19.38 V 23.42; media grupului cu infarct 17.46 și 21.6). Această diferență nu este, totuși, semnificativă din punct de vedere statistic, dar arată în această direcție. După cum știm, pe de altă parte, că JAS nu se corelează cu anxietatea (Matei, 1982, Edwards și Baglioni, 1991), explicația rezultatelor noastre ar putea fi legată de modelul de relație de boală de personalitate pe care Suls și Rittenhouse (1990) Apelați „Precipitanța comportamentului periculos”. Acest model estimează că raportul CTA-CE este stabilit pe baza faptului că tipurile reprezintă un comportament mai periculos pentru sănătatea dumneavoastră. Printre aceste comportamente sunt negrii primele semne de atacuri la inima în creștere, în acest fel, probabilitatea lor de deces înainte de aceste atacuri. Potrivit acestui model, persoanele afectate de angină prezintă mai clar acuzarea comportamentelor, deoarece gradul lor mai mare de anxietate îi determină la o mai mare îngrijorare cu privire la sănătatea lor și, în consecință, să supraviețuiască mai mult. Pacienții care au experimentat un infarct arată mai puține comportamente de urmărire penală, deoarece membrii acestui grup mai semnificativ datorită comportamentului procurorului lor ar fi murit în amorțeală mai mare pentru faptul că au fost preocupați de îngrijirea sănătății lor. Credem că aceasta este o posibilă explicație, dar credem că problema poate fi mai complexă și că există o problemă importantă deschisă cercetării în acest rezultat care a avut loc în munca noastră.
importanța notorie Din cauza factorului, a nivelului profesional, pentru a explica prezența componentelor PCTA este în concordanță cu concepția PCTA ca o acțiune complexă de acțiune care este prezentată în situații care reprezintă provocări și provocări. Se pare clar că situațiile guvernate de lucrători autonomi și manageri cu personal aflat sub acuzația lor generează mai multe situații de acest tip decât cele care apar în cazul lucrătorilor dependenți.
Continuăm că JAS conține doar două dimensiuni care permit diferențierea între sănătate și încoronare, mai ales dacă au suferit angină.Prin urmare, și în conformitate cu poziția teoretică adoptată de noi la începutul acestei discuții, propunem ca o scară totală a CTA sau a măsurii globale de urmărire penală de la JAS la cel format de cei doi factori care apar diferențele dintre grupuri, rapid- Impulsivitatea energetică și perseverență-competitivitate. Credem că scara Factorului 2 sau JAS J nu este susținută în literatura de specialitate pentru a continua să ia în considerare componentele unui model de comportamente pronocorbonice. Ei ar avea doar sens ca scale care dezvăluie situații ellictificate ale PCTA.
Credem că această propunere este mai justificată decât cea efectuată în manualul JAS, în care, după ce a făcut o propunere de compoziție factorial Elementele incluse în inventar, o scară de extracție clinică este prezentată ca o măsură cu analizele factorului, o procedură care atrage atenția tuturor criticii (FeKKEN și HOLDEN, 1988, Edwards, 1991).