Tratado de historia

7/23/2019 Tratado de historia

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Revista de Psiquiatría y Psicología Infantil **:* (2014), pp **-** Doi:10.1111/jcpp.12357

Uso de auto-reporte insensible-impasible rasgos a cross-nacional evaluar el DSM-5 con 'emociones' especificador

Prosocial limitada R. Eva Kimonis,1 Kostas A. Fanti,2 Pablo J. Frick,

3,4Terrie E. Moffitt,

5,6 Cecilia Essau,7

Patricia Bijttebier,8 y Mónica A. Marsee3

1La Escuela de Psicología de la Universidad de New South Wales, Sydney, NSW, Australia; 2Departamento dePsicología de la Universidad de Chipre, en Nicosia, Chipre; 3Departamento de Psicología de la Universidad de New

Orleans, New Orleans, EE.UU.; 4aprendizaje de Australia, el Instituto de Ciencias de la Universidad Católica Australiana, Fitzroy, Vic.,

Australia; 5Duque de sicología y neurociencia de la Psiquiatría y Ciencias del Comportamiento, Instituto Duke de Cienciasy Politicas sobre el genoma, Durham, NC.

Ee.Uu.; 6Instituto de Psiquiatría, King's College London, Londres; 7Escuela de Derechos Humanos y de lasciencias de la vida, Roehampton

University, Londres, Reino Unido; 8 psicología escolar y desarrollo del niño y del adolescente, la KU Leuven,

Bélgica

Antecedentes: La presencia de un insensible-impasible (CU) rasgos designa un subgrupo importante de jóvenes

antisociales en riesgo de severa, persistente y reduciendo los problemas de conducta. Como resultado, la quinta

revisión del Manual estadístico y de diagnóstico incluye un especificador para reunión de la juventud de los

criterios diagnósticos para el trastorno de la conducta que muestran niveles elevados de CU rasgos. En este estudio

se evaluó la DSM-5 criterios utilizando la Teoría de respuesta al ítem (TRI) análisis y evaluación de dos métodos

para utilizar una medida de auto-informe de CU rasgos para hacer este diagnóstico. Métodos: La muestra incluyó

adolescente (2257 m edad = 15.64, SD = 1,69 años) los niños (53%) y las niñas (47%) de la comunidad y

encarcelados en los Estados Unidos y los países europeos: Bélgica, Alemania y Chipre. Resultados: IRT análisis

sugirió que cuatro u ocho elemento establece desde el autoinforme medir síntomas (comparables a los utilizados

por el especificador DSM-5) proporcionó buen modelo fit, sugiriendo que evaluar una sola construcción CU

subyacente. Además, el más riguroso método de puntuación de la escala de auto-informe (es decir, tomando sólo

las respuestas más extremas) para aproximar el síntoma presencia proporcionó la mejor discriminación en IRT

analiza, mostraron tasas de prevalencia razonable del especificador, y designaron a los adolescentes de la

comunidad que fueron altamente antisocial, mientras que el método menos estricto mejor discriminadas jóvenes

detenidos. Conclusiones: Las escalas de auto-informe refinada elaborada sobre la base de descubrimientos

proporcionaron IRT una buena evaluación de los síntomas la mayoría de los utilizados en los criterios DSM-5.

Estas escalas pueden ser utilizados como un componente de la evaluación de la "multimethod con limitada

Prosocial especificador de emociones' para este trastorno de conducta. Keywords: insensible-impasible rasgos,

DSM-5, el trastorno de conducta prosocial, con limitado de emociones, el análisis de la teoría de respuesta al ítem.

Introducción La juventud exhibiendo importantes y afectando los

patrones de comportamiento agresivo y antisocial que

cumplen con los criterios de diagnóstico para eltrastorno de la Conducta (CD) son heterogéneas en

cuanto a su severidad, prog- nosis, y presunta

etiología (Frick & Viding, 2009). Además, un

importante cuerpo de investigación sugiere que los

niveles de nonnormative insensible-impasible (CU)

son útiles para identificar rasgos jóvenes antisociales

que indican una clara pauta de grave, crónica,

conducta agresiva y problemas que son resistentes a

las tradicionales intervenciones de salud mental, y

bajo- anclado por distintos factores causales. La

quinta edición del Manual de Diagnóstico y

Estadística (DSM-5) inte- rejas CU características en

sus criterios diagnósticos para CD incluyendo el

especificador 'Con limitada emociones Prosocial"

[Asociación Estadounidense de Psiquiatría (APA)

2013]. El especificador es utilizado cuando una

persona que reúna los criterios de diagnóstico para el

CD persistentemente (!12 meses) presenta dos o más

de las siguientes características en múltiples

culpa; (b)-insensible falta de empatía; (c) sin

importarle el rendimiento; o (d) superficial o

Declaración de conflicto de intereses: No hay conflictosdeclarados.



Deficientes afectan. Estos cuatro criterios

estrechamente aproxi- mate la dimensión afectiva de

la psicopatía que ha sido considerada como núcleo

para la definición de este constructo en muestras de

adultos (Liebre y Neumann, 2008), y también

mostraron los cargamentos más consistente en un

factor CU mediante clasificaciones de padres y

profesores a través de comunidad y muestras clínicas

de niños (Frick et al., 2000). La adición de este especificador de CU se espera que

proporcione mayor información acerca de la etiología, el

deterioro actual y futura, y para ayudar en la planificación del

tratamiento para los jóvenes diagnosticados con CD (Frick, Ray,

Thornton, y Kahn, 2014), de los cuales alrededor de 12-

El 50% se presentan con importantes rasgos de la CU (Kahn,

Frick, Youngstrom, Findling, & Youngstrom, 2012; Rowe et al.,

2010). Por ejemplo, los rasgos CU nonnormative diferenciar

grupos de niños y adolescentes con CD mostrando más

premeditadas e instrumental (es decir, para ganar), agresión

(Frick & White, 2008). También designará a aquellos que

muestran distintos patrones de actividad cerebral en respuesta a

los estímulos emocionales (Viding et al., 2012). Asimismo, los

rasgos de la CU en edad escolar predecir el comportamientoantisocial y criminal de adulto- capó, incluso después de

controlar por gravedad y la aparición de CD (McMahon,

Witkiewitz, Kotler, & the Conduct Problems Prevention

Research Group 2010).

© 2014 Asociación de Salud Mental en niños y adolescentes.

Publicado por John Wiley & Sons Ltd, 9600 Garsington Road, Oxford OX4 2DQ, UK y 350 Main St, Malden, MA 02148,

EE.UU.



2 R. Eva Kimonis et al.

La inclusión de el especificador en el DSM-5 nece- sitates

nuevas investigaciones para probar y refinar los indicadores

óptimos del constructo de rasgos de la CU. Como este método

para operacionalizar nonnormative CU rasgos en el DSM-5 es

relativamente nuevo y no probado, es fundamental evaluar

rigurosamente de tal manera que se pueden realizar

modificaciones en las revisiones posteriores del manual.

También es importante evaluar los métodos comúnmente

utilizados para evaluar los rasgos CU para determinar que mejor

captura el constructo general y mejor identificar jóvenes con

graves conductas antisociales. En la cur- alquiler estudio,

comenzamos a avanzar estos dos objetivos utilizando la versión

de auto-informe del inventario de rasgos Callous-Unemotional

(UCI; Kimonis et al.

2008) en una muestra de adolescentes grandes

multinacionales. La UCI fue elegido porque era

sistemáticamente desarrollados durante más de dos

décadas, ofreciendo una de las más amplias medidas

de rasgos CU actualmente disponibles. El 24 tema ICUmuestra aceptable consistencia inter- nal y se

correlaciona con lo importante, como la reducción de

la respuesta emocional a la angustia tacos y agresiones

graves, a través de un amplio rango de edad, sexo, tipo

de muestras y diferentes traducciones de idiomas (p.ej.

Ezpeleta, Osa, Granero, Penelo, & Dome'nech, 2013;

Fanti, Frick, & Geor- giou, 2009).

La segunda razón para probar la ICU es que sus elementos

fueron utilizados en el análisis de datos secundarios que guió el

DSM-5 (formación del especificador Frick

& Moffitt, 2010). Concretamente, los cuatro DSM-5

Los síntomas fueron los criterios basados en el

original de cuatro elementos que guió el tema piscina

para el desarrollo de la UCI, aunque los criterios de

DSM proporcionan una descripción más extendida de

cada síntoma en el comparativo. Al desarrollar el

especificador DSM-5 sintomatología, una larga lista

de nueve síntomas también se consideró factor

confirmatorio basado en análisis de la UCI en cuatro

muestras de diferentes países, con diferentes

traducciones de la lengua (Essau, Sasag- awa, &

Frick, 2006; Fanti et al., 2009; Kimonis et al., 2008;

Roose, Bijttebier, Decoene, Claes, & Frick, 2010).

Los elementos que se cargan en el overarch >0,40-

ing CU factor, y/o ser uno de los dos mayoreselementos de carga en un subfactor en dos o más

muestras, fueron seleccionados de la lista ampliada.

Tres elementos se superponía con el tema de cuatro

criterios establecidos. Porque las asociaciones con

varios criterios externos reveló tamaños del efecto

similar para los cuatro y nueve elemento establece a

través de muestras, la más corta y más parsimonioso

conjunto fue finalmente elegida para formar la base

de los criterios DSM-5 especificador (Frick &

Moffitt, 2010).

El actual estudio buscó ampliar estas pruebas en el mismo

cuatro cruces de muestras nacionales utilizados por Frick yMoffitt (2010), en varios aspectos importantes. En primer lugar,

el estudio pretendía ofrecer un riguroso parison más com- de los

dos conjuntos de elemento (es decir, cuatro y nueve elemento

establece) utilizando una variable latente enfoque estadístico,

teoría de respuesta al ítem (TRI) análisis. IRT evalúa qué tan bien

el tema establecido como un todo y de cada individuo

Tema compuesto por los conjuntos medir el

constructo latente primordiales de CU a través de sus

rasgos de continuidad. Proporciona un método para

evaluar la suficiencia de la DSM-5 operatividad,

especialmente en comparación con la alternativa

viable con más elementos. En segundo lugar, el

estudio compara las dos maneras de traducir el tema

ICU ordinal en formato de clasificación dicotómico

decisiones requeridas por el especificador DSM-5.

Específicamente, se evalúa más y menos estrictos

métodos para la dicotomización de elementos en los

síntomas que están presentes o ausentes por la

prueba de la utilidad de cada uno para designar a los

jóvenes con problemas graves de conductas

antisociales y aggres- sive de comportamiento.

Métodos

Los participante

s

Los participantes fueron 2.257 comunidad y detuvieron a los

adolescentes de cinco estudios realizados en Bélgica (en la

parte de habla holandesa), Alemania, Estados Unidos y

Chipre. Los participantes fueron 455 belga de 14-20 años de

edad (M = 16.67, SD = 1,34) adolescentes (44%) niñas

reclutadas de seis escuelas secundarias en las zonas rurales y

urbanas de Flandes (Roose et al., 2010). Los participantes

alemanes fueron 1315 13-18-año-viejo (M = 15,59, SD =

1,56) adolescentes (46%) niñas reclutadas de tres zonas

urbanas y tres escuelas rurales de Nordrhein Westfalia (Essau

et al., 2006). American partic- ipants fueron 158 de 12-18 años

de edad (M = 15,29, SD = 1,30) de la juventud (38% niñas)

alojados en centros de detención en el sudeste (Kimonis et al.,

2008; Marsee & Frick, 2007). Partic- ipants chipriotas fueron

329 de 12-18 años de edad (M = 14,63, SD = 2,05) de la

juventud (52%) niñas reclutadas de Oriente (49,3%) y alta

(50,7%) escuelas (Fanti et al., 2009).

Procedimie

ntos

Escuela aprobación parental y se obtuvo el consentimiento

informado por escrito y la mayoría de los jóvenes europeos

aceptaron participar (94%; 92% belga alemán chipriota; 95%).

Comu- nidad independientemente de la juventud basado en

cuestionarios completados en su aula durante el horario escolarregular. Los instrumentos se han adaptado y traducido para los

no angloparlantes Sam- ples según directrices ampliamente

aceptadas para la investigación transcultural (Brislin, 1970).

Para los presos participantes, directores del centro de deten-

ción aprobado el estudio y los padres/tutores legales de los

residentes firmaron un formulario de consentimiento informado

a través de tele- grabación telefónica. Los jóvenes que accedió

a participar (81% varones, el 73% niñas) cuestionarios

completados en grupos pequeños (de 3 a 8 participantes) con

preguntas lea en voz alta para controlar el nivel de lectura.

Medidas

Insensible-impasible rasgos. El 24 tema ICU (Frick, 2004) fue administrado a todos los jóvenes a evaluar los rasgos

de la CU. Los elementos se clasifican en una escala de Likert de

4 puntos desde 0 (no en todos los verdaderos definitivamente) a

3 (verdadero). Para el total de las puntuaciones de la ICU Alfas

son aceptables a buenas, que van desde 0,77 a 0,89 a través de

muestras (Essau et al.

2006; Roose et al., 2010).



La agresión y el comportamiento antisocial. La

conducta antisocial la subescala de la evaluación social y sanitaria (SAHA;

Schwab-Stone, Chen Greenberger, plata Lichtman, & Voyce,

1999) evaluó el comportamiento antisocial en las muestras

belga y alemana. Informe de "Juventud para la frecuencia de la

participación en una variedad de actos antisociales (p. ej. el

vandalismo, posesión de armas, robo, atraco) durante el año

pasado, utilizando una escala de 5 puntos (0, 1 , 2, 3-4.




Evaluar insensible-impasible rasgos 3

O 5 o más veces) con elementos suman para formar una puntuación total

Bélgica (a = .86, un alemán = .84).

Externalizando/Conduct Problems. Los jóvenes auto-

Informe (YSR, Achenbach, 1991) compuesto de exteriorización (agresivo,

comportamiento delictivo subescalas) evaluó externa- izing problemas en la

muestra alemana. La externalización de las puntuaciones han demostrado buena consistencia interna y validez (por ej. Achenbach, 1991), con un = .86

en el presente estudio. El Bremen Psicopatología Escala (Essau, 2000)

evaluó los síntomas en el CD muestra Alemana. Los participantes califican

los síntomas en una escala de 4 puntos (a = .77, estudio actual), que van desde

0 (Nunca) hasta 3 (muy a menudo).

La delincuencia. La morosidad Self-Reported Escala (SRD; Elliot &

Ageton, 1980) evaluó la morosidad en la muestra estadounidense. La

juventud no indican si alguna vez han participado en 36 ilegales actos

menores y refrendos se suman para crear la propiedad total, (10-item) y

violento (ocho puntos) delincuencia escalas (Krueger et al., 1994). Un alpha

de Cronbach osciló entre 0,61 (violento) a 0,88 (total).

Agresión proactiva. Los jóvenes calificaron el 10

elementos de la escala de abierta agresión proactiva del mismo

conflicto escala (PCS; Marsee & Frick, 2007) en una escala de

4 puntos de 0 ('no es en absoluto cierto") a 3 (definitivamente

true') para evaluar la agresión en la muestra estadounidense (a =

.77). Los jóvenes calificaron el 12 ítems de la escala de agresión

proactiva del Reactive-Proactive Aggres- sion Cuestionario

(Raine et al., 2006) de 0 ("Nunca") a 2 ('a menudo') para evaluar

la agresión en el chipriota muestra (a = .81).

La intimidación. La encuesta estudiantil de la intimidación; Varjas

Behavior-Revised (SSBBR, Meyers, & Hunt, 2006) evaluó la intimidación

en el chipriota muestra. Los participantes calificaron la frecuencia de

participación en física, verbal o relacional bullying en una escala ordinal de:

nunca, una o dos veces al año, mensual, semanal o diaria (a = .88).

Plan de análisis

Para determinar si un síntoma está presente o ausente, como se exige en el

DSM-5 criterios, ICU fueron dichotomously elementos codificados

utilizando dos métodos diferentes, los cuales fueron comparados. El método

requiere más rigurosas calificaciones extremas sobre el tema para ser

indicativo del síntoma (codificado como Ausente si no 0 "nominal a todos

los verdaderos' a 2', 'muy verdadero y presente si nominal igual a 3

definitivamente true'), relativa al método menos estricto (elemento

codificado como ausente si clasificado 0 o 1 y presente si clasificado 2 o 3)

utilizados por Frick y Moffitt (2010) en el desarrollo de criterios del DSM-

5. En adelante, nos referiremos a ellos como la "extrema" y el 'split' métodos

de codificación, respectivamente.

Antes de llevar a cabo el análisis, IRT confirmatoria

independiente

Análisis de los factores (CFA) se llevaron a cabo utilizando

MPlus 6.1 statis- tical (software & Muthe Muthe'n'n, 2007) para

probar la hipótesis unidimensionality formalmente sobre los

cuales se basa IRT (Reise & Henson, 2003). Todos los francos

cfa con la ICU dicotómica utiliza elementos mínimos cuadrados

ponderados medios y varianza ajustada (WLSMV) estimación,

como recomienda Muthe'n y Muthe'n (2007). Además de la

estadística de Chi-cuadrado, que indica aceptar- poder montar

el modelo con la falta de significación, tres índices de ajuste

estándar fueron usados para evaluar el modelo apropiado: La

raíz Mean-Square Error de aproximación (RMSEA),

estandarizadas Root Mean residual (SRMR) y el Monte índice

comparativo (CFI). Los valores de corte cerca de 0,06 para el

RMSEA, 0,08 para el SRMR y .95 para la CFI se considera un

buen ajuste (Bollen, 1989).

El coeficiente alpha de Cronbach y el tema a escala total corres-

relaciones se utilizaron para probar la fiabilidad de los criterios

establecidos de las puntuaciones. Tema a escala total correlaciones

>.30 indican buenas discrimina- ción y la alfa de Cronbach >0.70

sugiere que el tema establecido es internamente coherente

(Nunnally y Bernstein, 1994). Se utilizaron análisis de frecuencia

para determinar la prevalencia de importantes CU

Rasgos. Dos parámetros IRT modelos logísticos, basado en los

datos disponibles procedentes de todos los países, se aplicaron

a los dos conjuntos de criterios para definir la relación entre

cada elemento de criterio y el subyacente inadvertidas

construir latente de interés (ej. CU severidad), realizada por

separado por la extrema y dividir los métodos de codificación.

IRT estima dos parámetros para cada elemento dentro de cada

juego: dificultad (umbral) y la discrim inación (pendiente).

Tema dificultad parámetros representan el punto a lo largo de

la cu- RASGO LATENTE continuo en la que el 50% de la

muestra es probable que se apruebe un tema, con criterios de

umbral superior por ser más severo y respaldó con menos

frecuencia. Discriminación parámetros indican la fuerza de la

relación entre el elemento y el subyacente-RASGO LATENTE

con valores más altos, proporcionando mayor precisión a

través de la CU rasgo continuo. Tema discriminación valores

>1,70 se considera muy alta discriminadores, entre

1,35 y 1,69 de alto, entre 0.65 y 1.34 moderado, entre

0.35 y 0.64 bajo, y <0.34 muy bajo (discriminadores deAyala,

2009; Baker, 2001). Así, el tema de las discriminaciones de 0.65

y anteriores fueron considerados aceptables.

Curvas características de elemento (ICCs) fueron trazados y

examinó para cada tema dentro de los dos conjuntos. El ICC

típico tiene una bien definida forma en S, indicando que la

probabilidad de endors- ing un elemento específico aumenta

monotónicamente como rasgo latente aumenta (Embretson &

Reise, 2000). La dificultad parámetro desplaza la curva de

izquierda a derecha como criterio el tema resulta más severo y

la discriminación está representada por el parámetro de la altura

de la curva del pico (curva superior = mayor información y

criterio de discriminación). Las curvas de información del

elemento (IICs) indican el punto a lo largo de la CU-RASGO

LATENTE continuo que un elemento transita la mayoría de la

información (es decir, la fiabilidad). Todos los modelos IRT

fueron analizados usando MPlus, que estiman que el tema de

los parámetros a través de un estimador de máxima

verosimilitud robusto con errores estándar utilizando un

algoritmo de integración numérica. Para evaluar el modelo

global fit, razón de verosimilitud Chi-s- cuadrada (G2

) estadísticas,

el criterio de información de Akaike (AIC) y el criterio de información bayesiano

(BIC) montar se utilizaron estadísticas (de Ayala, 2009). Para refinar el tema

conjuntos, elementos con gran dificultad y bajo la discriminación fueron retirados y/o

sustituidos con mejor funcionamiento elementos evaluar el mismo síntoma de CU

categoría. En tales casos, la AIC y BIC se utilizaron para comparar la relativa montar

de los dos modelos nonnested IRT, con menores valores que indican un mejor ajuste

(Kang & Cohen, 2007; Rupp & Templin, 2010).

Finalmente, para probar la validez discriminante de conjuntos

de criterios refinados, los participantes se dividieron en grupos de

especificador CU según el número de criterios con extrema y

dividir los métodos de codificación. Los siguientes se formaron

dos grupos para los cuatro y nueve elemento establece: quienes

respaldan sin síntomas o un síntoma (es decir, no encuentro el

especificador de CU criterios) y !2 síntomas (es decir, criterios de

especificador de reunión), reflejando el DSM-5 síntoma umbral

(APA, 2013). Para el noveno tema definido, un síntoma fue

considerado hace suyas si cualquiera de los elementos que

componen dicho síntoma de la categoría fueron

aprobadas:/superficial deficiente afectan (elemento 1), sin

importarle el rendimiento de elementos (3,15), la falta de

remordimiento de culpabilidad (5,13,16), insensible-falta de

empatía (artículos 8,17,24). Los dos grupos fueron comparados en

empíricamente medidas criterio externo compatible mediante

análisis de la varianza (ANOVA), controlando por edad y sexo,

para probar la validez de los dos conjuntos de criterios.

Resulta

dos Análisis factorial

confirmatorio

Cuatro modelos de CFA un único factor

independiente en el que todos los elementos cargados



fueron realizadas. Usando el método de

programación extrema, los cuatro elemento juego

proporcionado buen modelo fit, v2(2, N = 2.257) = .83, p

= .66, RMSEA=.01 (RMSEA IC: 0,00 a 0,03), SRMR|= .01, CFI

= .99. Sin embargo,




Valores de AIC (


El modelo Fit fue también aceptable utilizando el

método split

(insensible-falta de empatía categoría) y 3 (principales

f-

Con el conjunto de cuatro ítems (v2 = 14,28, Danos acerca del rendimiento categoría) mejor

discrimi-

P < .05, RMSEA = .05(RMSEA IC: 0,03|0,07), SRMR = .04,CFI = .94). El modelo Fit fue aceptable para el noveno tema

establecido utilizando la codificación extrema

Los adolescentes nated a lo largo del continuum dela CU. Figura 1a y 1B representando trazan ICCs

IICs y elementos ilustran que proporcionaba la

mayor cantidad de 2 (27, n = 2.257) = 73.51, p < 001, RMSEA = Información hacia el extremo superior (es decir, más

severa

.025(RMSEA IC: 0,02 a 0,03), SRMR|= .06, CFI = .93) Rango) de la unidad de control continuo. Loselementos eran más probables

Método de codificación o split (v2 = 230.32, De ser aprobado (es decir, mayor fiabilidad) entre aquellos

P < .001, RMSEA = .05(RMSEA CI: 0.04|0,06), SRMR = .06,

CFI = .92). Estos resultados proporcionan apoyo a ajustarse al

modelo del instrumento (nivel de Ayala,

2009). La tabla 1 muestra las cargas de factor

resultante de los cuatro modelos de CFA.

Método de codificación

extrema

La prevalencia y la fiabilidad de los criterios

conjuntos. Cron-

Poseer niveles más altos de la CU subyacente, pero

había un rasgo de baja probabilidad de respaldo a

través de la muestra. Tema 3 proporcionó más

información y tema 6 la menos, que correspondía al

CPA encontrar- cios.

Un análisis post hoc IRT sustituyendo el tema 6 con

El otro superficial deficiente/afectan elemento

(elemento 1) del noveno tema set, mostraron un mejor

ajuste a los datos que el modelo original, como se

sugiere por BIC e inferior

Bach alfas fueron 0.40 para los cuatro elementos y.70 para

2 (8, n = 2.257) = 13,46, p = .10, AIC

El noveno tema set (véase la Tabla 1 para las gamas

a través de muestras). Todos los elementos que

integran el 4- y 9- elemento establece tuvo el tema a

escala total correlaciones >.37, indicativo de buena

discriminación (Tabla 2). La probabilidad de

refrendar cada tema iban desde

3,7% a 9,2% para el conjunto de cuatro ítems y de 2,7%

a 15,3% para el noveno tema establecido. A través de

muestras, la prevalencia de refrendar !2 CU síntomas

del cuatro-elemento ajustado fue de 3,8%, con

importantes diferencias entre los sexos (2,6% para los

varones, el 1,2% de las niñas), v2(2, N = 2.257)

= 19,86,

p < .001. La tasa de prevalencia de la nueve-elemento ajustado

fue de 11,7%, con importantes diferencias entre los sexos (8,2% para los varones, el 3,5% de las niñas), v2, apartado 1,

Cambiado desde 4543.20 a 4534.32 y 4583.76 BIC

ha cambiado de a 4574.88). Tema 1 tenía menor

dificultad (Dif. = 2.765, se = .33) y mayor

discriminación dentro del rango aceptable (Dis =

.723, SE = .14) en comparación con el tema 6. Este

cambio redujo el tema dificultad (Dif. = 2.536, se =

.34) y el aumento de la discriminación (Dis = .639,

SE = .11) valores para el tema 5. Además, en el

modelo de CFA sustituyendo el tema

6 con el tema 1, el factor de carga para el tema 1 fue 54 (SE =

.06), v2(2, N = 2.257)

= .55, p = .76, RMSEA =

.01(RMSEA IC: 0,00 a 0,03), SRMR|= .01, CFI = .99. La

tasa de prevalencia para el nuevo tema de nueve set fue

3,6%, con importantes diferencias de género (5,3% para

N = 2.257) = 29,89, p < .001. Muchachos, el 2% de las niñas),v2

= 17.17, p < .001.

IRT - análisis conjunto de cuatro ítems. El tema de cuatro

criterios establecidos se ajusten a los datos bien, como sugirió un

registro sin significativo estadístico chi-cuadrado-probabilidad

estadística, G2

= 17,05, p = .052, AIC = = 4583.76 4543.20, BIC. Parámetros

de dificultad indicó que los niveles superiores de la CU RASGO

LATENTE eran necesarios para respaldar el tema 6

(superficial/deficientes afectan a la categoría de síntoma).

Parámetros de discriminación indicó que los temas 8

IRT - noveno tema establecido. El noveno tema criterios

establecidos también encajan los datos bien, G2 (494, N =

2.257) = 416.07, p = .99, AIC = = 9779.56 9681.07, BIC. Tema

24 (cal- cartas-falta de empatía categoría) tuvo la menor

dificultad parámetro y tema 8 tuvo el mayor, requiriendo

mayores niveles de CU RASGO LATENTE refrendar el último.

Tema 13 (falta de remordimiento-culpabilidad categoría) tuvo la

menor discriminación, parámetro



Método de codificación extrema Método de codificación

dividido

Elementos del

cuestionario

Cuatro ítems 9-tema Cuatro ítems 9-tema

1) Quiero expresar mis sentimientos abiertamente .51 (.05) .26 (.03)

3) me preocupa lo bien que hago en la escuela o el trabajo .69 (.08) 0,61 (.06). .68 (.07) 53 (.03)

5) me siento mal o culpable cuando hago algo mal .49 (.06). .51 (.05) 0,41 (.05) .51 (.03)

6) yo no muestro mis emociones a los demás 36 (.07) .33 (.05) 8) Estoy preocupado por los sentimientos de los demás 0.65 (.08) 58 (.06). .42 (.06). .37 (.04)

13) puedo admitir ser fácilmente mal .37 (.05) 0.31 (.03)

15) yo siempre lo mejor de mí .68 (.06). 63 (.03)

16) pido disculpas a las personas me duele 0,73 (.05) .78 (.02)

17) Yo trato de no herir los sentimientos de los otros .75 (.05) .76 (.03)

24) hago las cosas para hacer sentir a los demás la buena 0,59 (.04) 58 (.03)

Alfa de Cronbach 0.40 [.39-.41] 0.70 [.56-.79]. .45 [.43-.47] 0,72 [.61-

Todos los cargamentos estadísticamente significativo en el nivel de p < 0,001. Todos los elementos, excepto el tema 6-retroceso anotó antes de análisis.

Valores en corchetes representan el rango de caracteres alfabéticos a través de muestras.




Tabla 2 Parámetros de la teoría de respuesta al ítem para cuatro y nueve conjuntos de criterios de elemento

El tema de la correlación de la escala total % de respaldo Dificultad Discriminación

M1 M2 M1 M2 M1 M2 M1 M2

Conjunto de cuatro

ítems .517 [.48-.62]. .608 [.59-.67] 4.8 [3,6-8,1] 20,9 [16,9-33,8] 2,439 (.25) [2.118-3.168] 1.263 (.11) [.542-2.055] 1.011 (.19) [.590-1,146] 0.834 (.11) [.468 1.307]

Qué bien lo hagoen

La escuela o eltrabajo

5) me siento mal o

culpable cuando hagoalgo mal

6) yo no muestro mis

emociones a los

demás

8) Estoy preocupado por

los sentimientos de los

demás

9 elemento

ajustado

1) Quiero expresar

mis sentimientos

abiertamente

3) me importa

cuán bien lo

hago

En la escuela o eltrabajo

5) me siento mal o

culpable cuando hago

algo mal

8) Estoy preocupado por

los sentimientos de los

demás

13) puedo admitir ser

fácilmente mal

15) yo siempre lo

mejor de mí

16) pido disculpas a

las personas me

duele

17) Yo trato de no

herir los

sentimientos de

los otros

24) tengo que hacer

cosas para que otros

Sentirse bien

.611 [.54-.68] .621 [.60-.66] 5.9-8.7 [10]. 35,8 [21,6-39,5] 2.905 (.40) [1.868-3.965] 0,884 (.11) [.619-1.421] 0.543 (.11) [.356-1,001] 0,436 (.06) [.153-.514]

.617 [.53-.67] .574 [.47-.61]. 9.2 [6.7-17.3] 26,5 [23,2-33,1] 3.421 (.66) [2.289] 3.804-1.991 (.31) de 1.194 [1,714] 0,434 (.09) [.429-.717] 0.321 (.06) [.290-.492]

.446 [.38-.63] .492 [.40-.63]. 3.7 [2,1-8,8] 12,9 [6,7-32,7] 2.769 (.29) [1.804] 2.676-4.481 (.36) [.620-3.644] 0.926 (.17) [.570 1.182] 0,467 (.07) [.462-1.066]

.499 [.42-.54] .411 [.38-.43] 9,5 [6,2-20,6] 52,5 [48,1-62,9] 2.629 (.24) [1.276] 1.581-3.523 (.06) [1.087-1.870] 0,623 (.08) [.438-.946] 0.257 (.03) [.204-.362]

.452 [.37-.54] .474 [.45-.52]. 4.8 [3,6-8,1] 20,9 [16,9-33,8] 2.741 (.10) [2.081] 1.608-4.204 (.13) [.801-2,097] 0.809 (.10) [.505 0.569 2.253] (.05) [.478-.998]

.478 [.45-.52] .528 [.51-.61]. 5.9-8.7 [10]. 35,8 [21,6-39,5] 2.648 (.26) [2.270-3.051] 0,693 (.06) [.358-1,031] 0,614 (.08) [.487-.731] 0,596 (.04) [.554-.613]

.377 [.20-.60] .347 [.21-.58]. 3.7 [2,1-8,8] 12,9 [6,7-32,7] 3.268 (.37) [1.677-4.064] 184 (.27) [.849-3.197] 0.701 (.11) [.049-1,455] 0,454 (.05) [.103-1.924]

.502 [.51-.56] .423 [.38-.56] 15,3 [6,1-19,8] 55,5 [27,4-61,4] 2.661 (.34) [1 641] 0.423-4.029 (.09) [.060-.758] 0.413 (.06) [.265-.535] 0,327 (.04) [.207-.641]

.399 [.21-.55] .522 [.49-.60]. 2.1-2.7 [6]. 17,9 [15,7-26,2] 2.911 (.26) [2.262-4.882] 1.47 9 (.09) [1.106] 0.954-1.927 (.14) [.528 1.126] 0.757 (.06) [.616-1,035]

.467 [.35-.66] .604 [.55-.68] 3.8-5.6 [3.1] 22,1 [19,9-38,3] 2.427 (.16) [2.003-3.043] 0.961 (.05) [0.406-1.268] 1.137 (.15) [.843-1.380] 1.29 9 (.11) [.913-1.876]

.449 [.26-.64] .576 [.53-.69] 1.4-3.1 [7]. 20,8 [17,9-35,9] 2.570 (.19) [1.734] 4.624-1.062 (.05) [.419-1.327] 1.130 (.15) [] 1.698.583-1165 (.10) [1.002-1.524]

.507 [.44-.55] .560 [.55-.60]. 8 [2,9-10,4] 36,4 [24,3-46,4] 2.332 (.18) [1,566] 0.606-2.965 (.05) [.123-.808] 1,008 (.09) [.814-1,465] 0,716 (.05) [.525-.832]



©2 0 1 4 A s o c i a c i ó n d e S a l u d M e n t a l e nni ñ o s y a

d ol e s c e n t e s .

M1 = 1 el método de programación extrema (0 = elemento calificadas por debajo de 3; 1 = elemento nominal igual a 3); M2 = dividir el método de codificación 2 (0 = elemento clasificado 0 o 1; 1 = elemento clasificado 2 o

3); todos los elementos excepto el tema 6-retroceso anotó antes de análisis; Los valores entre paréntesis representan errores estándar (); Los valores entre corchetes representan rangos de valores entre las diferentes muestras [

]. Para la dificultad y discriminación de los parámetros, los rangos se obtuvieron utilizando el elemento diferencial de funcionamiento (DIF) analiza.



Para las

" # $ % & ' ( ) * + # , % , ( -


Mientras que los temas 16 (falta de remordimiento-

culpabilidad categoría)

Las diferencias de género significativas (11,4% para

los varones, 4,3%

Y 17 (insensible-falta de empatía categoría) tuvo

el más alto, lo que sugiere que estos últimos rubros

mejor discriminaba a los adolescentes a lo largo de

la cu- rasgo tinuum. Esto corresponde a los

resultados en los que CFA

2 (1, n = 2.257)

Método de codificacióndividido

= 39.89, p < .001.

Tema 13 tenía el menor factor de carga y los temas 16

Y 17 la más alta. Figura 2a y 2B mostrar ICCs IICs

y elementos ilustran que proporcionaba la mayor

cantidad de información hacia el extremo superior

de la CU-RASGO LATENTE continuo similar al

conjunto de cuatro ítems. Los temas 16 y 17

proporciona la mayor cantidad de información,

mientras que el tema 13 se prevé el mínimo.

Dado el mal funcionamiento del tema 13, el modelo

Se ejecuta con este elemento eliminado. Este nuevoelemento de ocho

La prevalencia y la fiabilidad de los criterios

conjuntos. Cron-

Bach alfas fueron .45 para el conjunto de cuatro

ítems y 0,72 para el noveno tema set (véase la Tabla

1 para las gamas). Tema a escala total correlaciones

eran buenas para todos los elementos (todos

>.34, Tabla 2). La probabilidad de refrendar cada

elemento varió de 12,9% a 35,8% para el conjunto de

cuatro ítems y 12,9-55,5% para el noveno tema

establecido. La prevalencia de refrendar !2 CU

síntomas del cuatro-elemento ajustado fue de 24.8%,

con un mayor porcentaje de los niños que en las niñas

(16,2% vs. 8,6%), v2

Conjunto también colocar los datos bien

(G2

= 277.03, = 83.27, p < .001. La prevalencia del especificador de CU

P = .05, AIC = = 7740.85 7693.19, BIC). Para el modelo de

ocho puntos, la discriminación los valores del punto

1 (Dis = .671, SE = .08) y tema 5 aumentado (Dis =

.652, SE = .08), aunque sus puntuaciones de

dificultad permaneció relativamente estable.

Además, el CPA

Para el noveno tema establecido fue de 67,9%, con un porcentaje

mayor para los varones que para las niñas (40,3% vs. 27,6%),

v2(2, N = 2.257) = 81.61, p < .001.

IRT - análisis conjunto de cuatro ítems. La tabla 2 muestra

IRT

Modelo para el conjunto de ocho puntos, v2 = 56.38, Los resultados para el conjunto de

cuatro ítems, G2

= 36.28,

P < .001, RMSEA = .025(RMSEA IC: 0,02 a 0,03), SRMR|= .06,

CFI = .94, colocar los datos igual de bien para el noveno tema

establecido, según el modelo colocar índices. La tasa de

prevalencia de la ocho-elemento ajustado fue de 8%, con

P < .001, AIC = 10742.07, BIC = 10782.62. Difi- culty

puntuaciones fueron mayores cuando se utiliza el método

extremas, en consonancia con las expectativas. Todos los

elementos codificados utilizando el método extrema también

presentaron mayores

!"# !%#

.

/01

/02

/03

/04

56'( 7

56'( 8

56'( 4

56'( 2

/02

/03

/04

/08

56'( 7

56'( 8

56'( 4

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/08 /09

/09 /07

/07

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La figura 1 (A) Tema curvas características (ICCs) y (B) Tema información curvas (IICs) para el conjunto de cuatro ítems usando el método

de programación extrema



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!"# !%# . .

/01

/02

/03

/04

/08

/09

/07

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56'( 7

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56'( .7

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56'( .4

56'( .3

56'( :9

/01

/02

/03

/04

/08

/09

/07

/0:

56'( .

56'( 7

56'( 8

56'( 2

56'( .7

56'( .8

56'( .4

56'( .3

56'( :9

/0. /0.

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D@5EF5E

La figura 2 (A) y (B) de ICCs IICs para el noveno tema configurar utilizando el método de programación extrema




" # $ % & ' ( ) * + # , % , ( -

" # $ % & ' ( ) * + # , % ,

( -


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/01

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/08

56'( 7

56'( 8

56'( 4

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/08

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/07

56'( 7

56'( 8

56'( 4

56'( 2

/09

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La figura 3 (A) y (B) de ICCs IICs durante los cuatro elemento ajustado utilizando el método de codificación de split

!"# !%# .

/01

/02

/03

/04

/08

/09

56'( . 56'( 7

56'( 8 56'( 2

56'( .7 56'( .8

56'( .4 56'( .3

56'( :9

.09

.0:

.

/02

/04

56'( . 56'( 7

56'( 8 56'( 2

56'( .7 56'( .8

56'( .4 56'( .3

56'( :9

/07 /09

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/0.

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D@5EF5E

La figura 4 (A) y (B) de ICCs IICs para el noveno tema configurar utilizando el método de codificación de split

Los valores de discriminación en comparación con el

método split, indicando que la antigua era más

preciso a través de la CU-RASGO LATENTE

continuo. Figura 3a y 3B mostrar ICCs y IICs. De

nuevo, los elementos proporcionaba la mayor

cantidad de información hacia el extremo superior de

la CU continuum, aunque dentro de un rango menos

severa del continuum de elementos codificados

utilizando el método extremas. El steeper

representado en líneas

RMSEA = .04(RMSEA IC: 0,01|0,06), SRMR = .03, CFI = .97.

La tasa de prevalencia de los nuevos cuatro-- elemento ajustado

fue de 35,9%, con importantes diferencias de género procedido

(46,7% para los varones, 23,8% para las niñas), v2(1, N =

2.257) = 132.36, p < .001.

IRT analiza - noveno tema establecido. La respuesta al

ítem- Ory (IRT) resultados de los nueve conjuntos de

ítems son también

Figura 1A en relación a la Figura 3a reflejar el mayor Se muestra en la Tabla 2, G2 = 1283.50,

Los valores de discriminación extrema sobre el

método de codificación de split. Independientemente

del método de codificación, tema 3 proporcionó más

información y tema 6 el menos. La mayor altura del

pico para todas las líneas en la Figura 1B, en

comparación con la Figura 3b indica que elementos

dicotomizada utilizando el método extrema provee la

mayoría de la información.

(G2(8, N = 2.257) = 14.62, p < .001), mostró un pequeño cambio

en el BIC (cambiado a 10782.62 10235.89) y AIC (cambiado a 10742.07

10195.34). Tema 1 tenía dificultad similar (Dif.

= 2.079, se = .29), pero más alto y una discriminación aceptable

(Dis = .723, SE = .14) valores comparada con el tema 6. En un

modelo de CFA sustituyendo el tema 6 con el punto 1, el factor

de carga para el tema 1 fue 0.34 (Se = .05), que era similar al



P < .001, AIC = 23426.16, BIC = 23524.66. Los resultados

fueron consistentes con los análisis mediante el método de

codificación de extrema dificultad, aunque las puntuaciones

fueron menores. La mayoría de elementos codificados utilizando

el método extremas tuvieron mayores valores de discriminación

para el método split, con excepción de los artículos 16 y

17. Figura 4a y 4B mostrar ICCs y IICs, indi- cating

elementos que proporcionaba la mayor cantidad de

información hacia el extremo superior de la CU-RASGO LATENTE continuo; sin embargo, todos los

elementos contrib- uted información dentro de un

rango menos severa del continuum de elementos

dicotomizada usando el método de programación

extrema. Además, los elementos de la Fig ura- 2A se

caracteriza por líneas más pronunciada que la de la

mayoría de los elementos de la Figura 4A, con

excepción de los elementos 16 y

17 que proporcionaba la mayor cantidad de información

utilizando el método de codificación de split. Los temas 1 y 13

La carga para el tema 6, v2 = 8.21, p = .02, Proporcionó a la menor cantidad de información. El

pico




13 G


Las curvas de la mayoría de los elementos, excepto el 16 y el 17,

fueron superiores en la Figura 2B en comparación con la Figura

4B, proporcionando un apoyo parcial para utilizar el método de

programación extrema.

Similar al método de codificación extremas,

realizamos un

IRT análisis eliminando el elemento de funcionamiento más

pobres

Entre los estudios (es decir nonindependence). Para

la muestra completa, la media ponderada del

tamaño del efecto fue mayor para los cuatro

elemento especificador CU criterios definidos

codificados utilizando el método extremas (esw =

.83, se = .12, IC del 95% [0,61; 1,06]), y grandes en tamaño

según el tamaño del efecto de Cohen convenios (d = 0,20

pequeño, d = 0,50

2 (240, n = 2.257) = 698.71, p < .001, AIC = Mediano, Grande d = 0,80; Cohen, 1992). Los

restantes

20195.11 20108.20, BIC =). La discriminación y la

dificultad para los valores de los elementos

restantes permanecieron relativamente estables.

Modelo para el CPA

Media ponderada de tamaños del efecto eran pequeñas

a medianas para el método split de cuatro elemento

ajustado (ESw = .25, se = 0,04, IC 95% = 0,16, 0,34), el método

split

El conjunto de ocho puntos, v2 = 179.57, p < 001. Conjunto de ocho

puntos (esw

= .35, se = 0,04, IC 95% = 0,26,

RMSEA=0,05 (RMSEA CI: 0.04|0,06), SRMR = .06, CFI = .94,

colocar los datos de forma similar a los nueve conjuntos de ítems.

La tasa de prevalencia de la ocho-elemento ajustado fue de

54,5%, con importantes diferencias entre los sexos (66,3% para

los varones,

0.43), y la extrema método conjunto de ocho

puntos

(Esw = 0.51, se = 0,08, IC 95% 0.36, 0.67). Media ponderada

de tamaños del efecto se calcularon sep-

Arado de encarcelados y basadas en la comunidad.

El 41,5% de las niñas), v2 = 156.21, p < .001. Los jóvenes. Los jóvenes de la comunidad, los

cuatro elemento CU

Establecer criterios de especificador codificados

utilizando el método extrema

Solapamiento entre métodos de

subclasificación

Las asociaciones dentro del mismo método de puntuación sino

en todo elemento establece (p.ej. de cuatro ítems con extrema

extrema de ocho puntos) eran bastante sustancial, con r = 0,67 (p

< .001), mientras que las asociaciones dentro del mismo

elemento pero utilizando diferentes métodos de puntuación (por

ejemplo, la extrema cuatro ítems con los cuatro-- tema dividido)

eran modestos pero significativos, tanto r = .27 (p < .001). Como

se señaló anteriormente, los diferentes métodos variados en la

prevalencia de los identificados con el especificador. El método

split de ocho puntos identificados el grupo más grande con el

especificador (n = 1341; 55% de la muestra). De estos, 872

(65%) fueron también identi- zos por el método split de cuatro

ítems, 199 (15%) por los ocho tema extreme método; y 94 (7%)

por el más conservador de los cuatro elemento método extremas.

Los cuatro elemento método split identificado el segundo grupo

más grande con el especificador (n = 872; el 36% de la muestra).

De estos, 159 (18%) también fueron identificados por el método

extrema de ocho puntos; y 94 (11%) por el método extreme de

cuatro ítems. Los ocho-tema extreme método identificado el

tercer grupo más grande con el especificador (n = 199; el 8% de

la muestra). De ellos, 94 (47%) también fueron identificados por

el método extreme de cuatro ítems. Los cuatro elemento extreme

método identificado el grupo más pequeño con el especificador

(n = 94; el 4% de la muestra).

La validez externa de los conjuntos de

criterios

Las tablas 3 y 4 ilustran los resultados de los ANOVAs

utilizado para comparar grupos (formado por los dos

métodos para la codificación de la presencia de

síntomas) sobre diversas variables, evaluar la gravedad

de la conducta antisocial por el refinado de cuatro ítems(sustituyendo el tema 6 para el tema 1) y 8-item

(eliminar el punto 13) establece, respectivamente.

Tamaños del efecto se calcularon utilizando el estándar

meta-métodos analíticos y se basaron en medios

marginales y SEs después de controlar por edad y

género (DerSimonian y Laird, 1986; Lipsey y Wilson

2001). Media ponderada de tamaños del efecto se

calcularon para tomar en cuenta las diferencias en el

número de resultados



Dado un gran tamaño del efecto [ESw = .98, se = 0,13,

IC 95% (0.72, 1.22)]. El resto de los tamaños del efecto para la

juventud de la Comunidad eran pequeñas a medianas para el

método split de cuatro elemento ajustado (ESw = .23, se = 0,05,

IC 95% = 0,14, 0,32), el método split 8 elemento ajustado

(ESw = .33, se = 0,04, IC 95% = 0,24, 0,42), y la extrema método

conjunto de ocho puntos (esw = .54, se = 0,09; IC del 95% =

0,38, 0,71). Para los jóvenes encarcelados, los ocho tema CU

criterios definidos codificados utilizando el método split dado elefecto mayor, que era de tamaño moderado (ESw = .64, se =

0,18; IC del 95% [0,29; 0,99]). El resto de los tamaños del efecto

para la juventud- ciada incarcer eran pequeñas a medianas para

el método extreme de cuatro elemento ajustado (ESw = .20, se =

0,27; 95% CI = -0,33; 0,73), extreme método conjunto de ocho

puntos (esw = .32, se = 0,22; 95% CI = -0,11; 0,75), y el método

split de cuatro elemento ajustado (ESw = .47, se = 0.16,

Ic 95% = 0,15, 0,79).

Discusión El estudio actual métodos probados para operacional izing

nonnormative niveles de Cu rasgos para el DSM-5 'emociones'

Prosocial limitada con especificador para CD. Dos maneras de

traducir los elementos de una escala de calificación de auto-

informe de CU (es decir, los rasgos de la ICU) en la toma de

decisiones clínicas sobre la presencia o ausencia de síntomas,

como es requerido por el especificador, com- fueron pareados.

Los resultados pueden resumirse en tres conclusiones clave. En

primer lugar, originales y refinados (sobre la base de análisis

IRT) de cuatro y ocho conjuntos de elemento de la ICU se evaluó

una sola construcción CU subyacente. Segundo, el refinado de

cuatro ítems criterios establecidos (substi- tuting Tema 6 Tema

1) proporcionó buen ajuste a los datos. Cuando codificados

utilizando los más estrictos "extremas" método para evaluar los criterios DSM-5 (es

decir, el respaldo reflejado por una calificación de '3'),

este conjunto fue superior en la identificación de la

comunidad con los jóvenes antisociales graves y

comportamiento agresivo que cuando se utilizan

elementos de la ocho-elemento refinado (eliminar el

punto 13) para evaluar los cuatro síntomas que

comprende el especificador de CU. Sin embargo, uno

limita- ción al uso de sólo cuatro elementos para evaluar

la ICU




©2 0 1 4 A s o c i a c i ó n d e S a l u d M e n t a l e nni ñ o s y a

d ol e s c e n t e s .

Tabla 3 resultados del ANOVA para cuatro y ocho conjuntos de criterios de elemento usando el método de programación extrema

Cuatro ítems 8-tema

Riesgo bajo Especificador de CU El valor F Cohen se d Riesgo bajo Especificador de CU El valor F Cohen se d

Muestra belga (n = 439; 197 niñas) (n = 16; 2 niñas) (n = 428; 196 niñas) (n = 27; 3 niñas)

Comportamiento Antisocial

Muestra alemana

7.99 (0,41)

(n = 1257; 626 niñas)

20.82 (2.17)

(n = 27).

33.63** 1.50 7.68 (0,41)

(n = 1194; 608 niñas)

20,62 (1,64)

(n = 87; 16 niñas)

58.41** 1.53

La externalización de pr. 15,43 (0,23) 18,93 (1,53) 4.36* 0.43 15,42 (0,24) 17,29 (0,75) 5,54** 0.23

Problemas de conducta 4.29 (0.10) 8.04 (0.69) 15,72** 1.06 4.02 (0.09) 4,62 (0,30) 4.83* 0.19

La agresión y 7,73 (0,22) 17.66 (1.48) 44.06** 1.27 7,71 (0,23) 11.41 (0.88) 16.47** 0.46

Comportamiento antisocial

Muestra estadounidense (n = 143; 59 niñas) (n = 15; 7 niñas) (n = 133; 54 niñas) (n = 25; 12 niñas)

Agresión proactiva 6.10 (0,61) 6,88 (1,87) 0.82 0.04 5,73 (0,61) 9.85 (1,40) 7.17** 0.59

La morosidad total 13,41 (0,56) 16,25 (1,73) 2.42 0.43 13,29 (0,58) 15.75 (1.34) 2.79 0.37

La morosidad de la 4.63 (0.23) 4.77 (0.70) 0.01 0.05 4.60 (0.25) 4,87 (0,45) .75 0.01 La delincuencia violenta

Muestra chipriota

2.78 (0.14)

(n = 308; 172 niñas)

3.26 (0,42)

(n = 21; 9 niñas)

1.11 0.29 2.75 (0.14)

(n = 295; 165 niñas)

3.23 (0.32)

(n = 34; 16 niñas)

1.78 0.30

Agresión proactiva 2.78 (0.19) 4.74 (0.72) 5,89** 0.59 2.72 (0.19) 4.20 (0,56) 5.96** 0.45

Intimidación 6.21 (0.48) 12,30 (1,88) 9,79** 0.72 6,08 (0,49) 10,91 (1,43) 10.01** 0.43

CU, insensible-impasible; medios marginales estimados (SE), controlando por sexo y edad; *p ! .05; **p ! .01. Todas df = 1. Los resultados para el modelo de cuatro ítems sustituye el tema 1 para el tema 6; los resultados

para el modelo de ocho puntos eliminar Tema 13. Hubo difer encias mínimas entre las ocho y nueve modelos de elemento.

Tabla 4 resultados del ANOVA para cuatro y ocho conjuntos de criterios de elemento utilizando el método de codificación de split

Cuatro ítems 8-tema

Riesgo bajo Especificador de CU El valor F Cohen se d Riesgo bajo Especificador de CU El valor F Cohen se d

Muestra belga (n = 256; 141 niñas) (n = 199; 58 niñas) (n = 198; 119 niñas) (n = 257; 80 niñas)

Comportamiento Antisocial

Muestra alemana

6.79 (0,56)

(n = 883; 524 niñas)

10.59 (0.63)

(n = 401; 101 niñas)

19,55** 0.43 6.35 (0.64)

(n = 599; 400 niñas)

10.07 (0.55)

(n = 682; 224 niñas)

18.21** 0.42

La externalización de pr. 15,36 (0,28) 15.57 (0,42) 0.16 0.03 14.74 (0.34) 16.17 (0.32) 8.87** 0.17

Problemas de conducta 4.09 (0.11) 4.93 (0,18) 14.10** 0.25 3.69 (0.15) 4.91 (0.13) 33.34** 0.35

La agresión y 7.58 (0.26) 8.87 (0,42) 6.51** 0.16 6.69 (0.32) 9.14 (0.31) 27,95** 0.31

Comportamiento antisocial

Muestra estadounidense (n = 69; 29 niñas) (n = 89; 37 niñas) (n = 45; 17 niñas) (n = 113; 49 niñas)

Agresión proactiva 4.43 (0.84) 7,89 (0,74) 9,54** 0.50 3.10 (1.03) 7.69 (0.64) 14.10** 0.68

La morosidad total 11.72 (0.78) 21.60 (0.69) 10.93** 0.54 10,24 (0,95) 15,05 (0,60) 17.97** 0.76

La morosidad de la 3.99 (0.32) 5.14 (0.28) 7.32** 0.44 3.39 (0.38) 5.13 (0.25) 14.21** 0.67

La delincuencia violenta

Muestra chipriota

2.48 (0.19)

(n = 217; 126 niñas)

3.10 (0.17)

(n = 112; 55 niñas)

5,67* 0.39 2.32 (0.24)

(n = 169; 106 niñas)

3.03 (0.15)

(n = 160; 75 niñas)

6.11* 0.45

Agresión proactiva 2.45 (0.23) 3.68 (0.31) 10.15** 0.37 2.16 (0.26) 3.63 (0.26) 16,40** 0.44

Intimidación 6.11 (0,58) 7.49 (0.81) 2.06 0.16 4.92 (0.64) 8,33 (0,66) 13.54** 0.41

CU, insensible-impasible; medios marginales estimados (SE), controlando por sexo y edad; *p ! .05; **p ! .01. Todas df = 1. Los resultados para el modelo de cuatro ítems sustituye el tema 1 para el tema 6; los resultados

para el modelo de ocho puntos eliminar Tema 13. Hubo d iferencias mínimas entre las ocho y nueve modelos de elemento.




Fue el especificador de muy escasa consistenciainterna de este conjunto de criterios, que es

probablemente debido al pequeño número deelementos y de nuestra transformación del formato declasificación ordinal dicotómico decenas de presenciade síntomas. Esto es apoyado por el tamaño de lacorrelación total inter-ítem, que iban desde

0,45 a 0,62 para los cuatro conjuntos de ítems y de.35 a .60 para el noveno tema establecido. En tercerlugar, la indulgente 'split' el método de codificación(es decir, el respaldo reflejado en las calificacionesde '2' o '3'), en particular cuando se aplican loscriterios establecidos de ocho puntos, másdiscriminado sistemáticamente detenidos jóvenescon altos niveles de forma proactiva elcomportamiento delictivo agresivo y violento(véase Kimonis et al., 2014).

A través de configuraciones, la tasa de prevalencia

de esas elevadas sobre los rasgos CU usando elmétodo de programación extrema con el tema decuatro criterios establecidos fue de 3,8%, mientrasque fue del 25% cuando se utiliza el método splitmenos estrictos con los cuatro conjuntos de ítems.Los chicos también fueron aproximadamente dosveces más propensos a satisfacer el especificador deCU que las niñas. Actualmente no existe un consensoclaro en cuanto a la tasa de base más adecuada paradefinir nonnormative y reduciendo los niveles de Curasgos y esto dependerá probablemente de laconfiguración (por ejemplo, la clínica comunitariareferida, encarcelados), número y tipos deinformantes, y con el propósito de hacer estediagnóstico (por ejemplo, la importancia de evitarfalsos positivos vs. evitando falsos negativos; Kahnet al. 2012). Sin embargo, Frick y Viding (2009) estima que

entre un 2-4% de todos los niños muestran un CP+CU

presentación conjunta, sobre la base de estimaciones de

prevalencia CU obtenidos en muestras de niños con

problemas de conducta. Asimismo, en su muestra de

Fast Track, McMahon et al. (2010) informó una tasa de

prevalencia de

5% para la CU especificador, independientemente de la

presencia o ausencia de CD. Estas estimaciones másestrechamente aprox- imate el 2-6% tasa de prevalencia

identificadas para la comunidad de cuatro muestras mediante el

elemento y el método de programación extrema (Tablas 3 y 4)

que las excesivamente amplias 29-34% tasa identificados

utilizando el método de codificación de split.

Varias posibilidades podría explicar por qué elmétodo óptimo para la codificación de CU síntoma

presencia variaba según la configuración. El rango dedificultad y discriminación parámetros indicados en laTabla 2 consecuencias- localizado que determinadostemas (por ejemplo, los artículos 8 y 16) puede no

haber funcionado de forma equivalente a través demuestras, index- ing diferentes rangos de la CUcontinuo con diferentes niveles de precisión a travésde separar la pobla- ciones de la juventud. Unavariedad de fuentes que pueden explicar este elementodiferencial de funcionamiento, tales como diferenciasen la gravedad de la conducta antisocial a través demuestras, las diferencias de idioma, o a factores

culturales, que a su vez puede dar cuenta de lavariabilidad en los tamaños del efecto a través demuestras. Estos hallazgos ponen de relieve la difi-cultades al intentar traducir a medidas continuas endicotómico decisiones diagnósticas. Son necesariosfuturos estudios para entender qué factores

contribuyen a esta heterogeneidad en la UCI temafuncionamiento a través de muestras.



Como se destacó anteriormente, ciertos elementos de la ICU

FUNC- cionado mejor que otros en la evaluación de auto-re-

portado rasgos CU, que empieza a construir una base de datos

para determinar los indicadores que podrían identificar mejor

aquellos que cumplían los criterios DSM-5 especificador

(APA, 2013). Los temas 3 y 8 que corres- ponder a la falta de

preocupación por el rendimiento y la insensibilidad de los

síntomas de falta de empatía en DSM-5, respectivamente

(conjunto de cuatro ítems), y 16 y 17 que corresponden a lafalta de remordimiento o culpa y cal- cartas-falta de empatía

síntomas, respectivamente (ocho y nueve elemento establece),

mejores jóvenes discriminados a lo largo del continuum de la

CU. Estos elementos también proporcionaba la mayor cantidad

de información hacia el extremo superior de la CU continuum,

sugiriendo que tienen una baja probabilidad de respaldo a

través de la muestra, pero son más propensos a ser apoyada por

quienes poseen niveles superiores de la CU rasgo subyacente.

Tema 6 ("yo no muestro mis emociones a otros') y el tema 13

('I admitir fácilmente a estar equivocado") - correspondiente a

la deficiente superficial afecta y la falta de remordimiento-

culpabilidad síntomas del DSM-5 especificador,

respectivamente - funcionado mal en IRT analiza. Estos

elementos mal discrimina la juventud que respaldaba

igualmente otros elementos de los criterios establecidos y

fueron sustituidos (tema 6 al tema 1) o eliminar (elemento 13)

para refinar la UCI establece criterios. En apoyo de estas

mejoras, Kimonis et al. (2014) también hallaron que la

sustitución del tema 6 y quitando el tema 13 modelo mejorado

de colocar en su muestra de 643 adolescentes encarcelados.

Los jóvenes respaldando el tema 6, específicamente,

tienden a caer en el extremo de la muy alta CU-

RASGO LATENTE continuo. Factor de investigación

analítica considera que nonreverse-anotó ICU temas,

como el tema 6, en gran medida la carga en otro factorque tiende a correlacionar moderadamente con marcha

atrás-anotó elementos, dejando abierta la posibilidad

de que la diferencia en la redacción podría explicar el

peor funcionamiento de este tema (véase Hawes et al.,

2013 Para una discusión). Alternativamente, estos

datos sugieren que se necesita más investigación sobre

los métodos óptimos para evaluar lo superficial y

deficiente estilo afectivo incluido en el especificador

DSM-5. Por ejemplo, tocar temas/superficial

deficiente afectan pueden requerir un cambio en la

redacción para aclarar que la juventud es capaz de

transformar las emociones a voluntad y/ o utilización

de las emociones (p. ej. cólera) para obtener lo que

él/ella quiere de otros, en lugar de no expresar

emociones a todos (American Psychiatric Association,

2013). Además, el déficit afectivo puede ser- pecífico a

experimentar ciertas emociones, como la tristeza y el

miedo (Pardini, Lochman, & Frick,

2003; Stevens, Charman, & Blair, 2001), y la ICU

/superficial deficiente puede afectar a elementosinsuficientemente capturar este nivel deespecificidad. También es posible que afectendeficientes superficial podría ser mejor mediante unenfoque multimethod roscados que incorpora

medidas de laboratorio de procesamiento emocional(Kimonis, Frick, Mun~ oz, & Aucoin, 2007; Mun~oz,





2009). En resumen, un objetivo importante para lainvestigación futura es para probar los indicadoresóptimos de la deficiente afecta el componente derasgos de la CU.

Además de varias fortalezas, tales como la utilización de una

amplia y heterogénea muestra nacional cruzada, prueba el

síntoma criterios utilizando IRT, el uso de un inventario bien

validados midiendo cu rasgos, y evaluar una gran variedad de

comportamientos antisociales, los resultados deben ser

interpretados a la luz de varias limitaciones del estudio. En

primer lugar, CU rasgos fueron evaluados exclusivamente a

través del auto-informe aunque el DSM-5 criterios reconocen

explícitamente la importancia de considerar cuidadosamente las

múltiples fuentes de información de las personas que han

conocido a la persona durante largos períodos de tiempo y a

través de relaciones y set- tings (APA, 2013). En la práctica, será

importante combinar información extraída de la UCI de auto-

informe con otras fuentes (por ejemplo, padres, profesores,

compañeros, familiares, compañeros, documentos oficiales) alevaluar la limitada emocionales especificador prosocial.

Además, las medidas de autoinforme que funcionan bien en

condiciones de investigación de completa confidencialidad

puede trabajar menos bien cuando se aplican en otros escenarios

donde la auto-informes traer consecuencias reales para el

reportero. Sin embargo, en muchos ajustes de forenses, el

delincuente juvenil puede ser la única fuente de información

acerca de cu criterios disponibles. Segundo, los validadores

externos eran todos de auto-informe, lo cual podría tener validez

estimaciones infladas debido a variación de método compartido.

La investigación futura se necesita examinar si estos encuentran-

turas generalizar a informes de padres y profesores de la UCI,

con IRT estudios utilizando la escala completa que sirve como

un posible punto de partida para esta investigación (ej. Hawes et

al., 2013). Tercero, la validación externa se basaba únicamente

en la prueba de la utilidad de la CU síntomas establece para

designar a los jóvenes con problemas graves de comportamiento

agresivo y antisocial, que puede no ser el óptimo punto de

referencia. Otros correlatos que son importantes para la

construcción de CU rasgos, como la cognitiva (p.ej. el castigo

insensibilidad), emocionales (por ejemplo) y de insensibilidad

angustia biológicas (por ejemplo, reduce la activación de la

amígdala) variables deben considerarse cuando la validación de

medidas de este constructo (Frick, Ray, Thornton, & Kahn,

2014). Particularmente entre- para coche cerated muestras conaltos niveles de comportamiento antisocial, es lógico que estas

reuniones el especificador de CU puede mostrar niveles

similares de autovaloración de la conducta antisocial a aquellos

que no cumplan el especificador a pesar mostrando diferentes

emociones pro- ceso déficit y mayores tasas de reincidencia,

apoyando así que el especificador no es simplemente la gravedad

de indexación.

Cuarto, la presencia de CD no fue evaluada y laaplicación de el especificador 'Con limitada pro-emociones sociales' requiere que la persona cumplecon los criterios para el CD completo antes de que

pueda darse. Por lo tanto, la investigación futuradebe probar si o no los mejores indicadores de la CUdifieren en quienes lo hacen y

Que no cumplen los criterios para el CD. También se necesita

más investigación para probar si los efectos se moder- ciada por

el género, que no era posible en el presente estudio debido a las

limitaciones de tamaño de muestra. Por último, los diferentes

métodos para evaluar la construcción de CU, rasgos que fueron

probados requiere que el formato de respuesta de 4 puntos en la

ICU se conviertan en clasificaciones dicotómicas de presencia o

ausencia de síntomas, que no tome en cuenta la amplia gama de

clasificaciones en esta escala. Esto fue hecho para aproximar las

decisiones clínicas requeridas por los criterios DSM-5. Apoyar

este uso de la ICU para identificar a los jóvenes en la severa y

menoscabar la gama de la CU, nuestro continuum IRT análisis

indicaron que los síntomas de la CU en gran medida discrimina

mejor en altos niveles del rasgo. Por ejemplo, elemento de

dificultad para los cuatro parámetros-- tema criterios

establecidos y el método de codificación de extrema juventud

mejor discriminadas en el 5% superior de la CU construir (rango

2.4-3.4 SD). Si bien adecuado para propósitos de diagnóstico e

investigación aplicada se centró en la colocación de niños congraves problemas de conducta en los grupos de alta y baja en el

cu rasgos, información proporcionada por la completa respuesta

formato ICU y utilizando todos los 24 elementos de la escala

pueden ser más apropiados para examinar la gama completa de

la CU a construir.

En el contexto de estas limitaciones, nuestrosresultados proporcionan cierto apoyo a la DSM-5desple- gado de criterios para definir nivelessignificativos de rasgos de la CU. Como se señalóanteriormente, esta designación podría ser decisivo

para determinar las trayectorias de desarrollo único plomo- ing a la conducta antisocial de los jóvenes enalto riesgo de deterioro futuro (Frick et al., 2014).Jóvenes antisociales con elevados rasgos CU pueden

beneficiarse menos de los enfoques tradicionales desalud mental y requieren más intensiva, integral yactuaciones especializadas que se adaptan a susexclusivas emocionales, cognitivos y los estilos demotivación (Hawes, Precio, & Dadds, 2014). Porejemplo, en un estudio de

177 clínica referida a los niños, las personas conrasgos de CU que recibieron una amplia intervenciónindividualizada y modular evidencian tasas similaresde mejora a otros niños con EC (Kolko & Pardini,

2010). Esta alentadora intervención investigaciónapoya claramente la importancia de perfeccionarnuestros métodos para evaluar los rasgos CU paraorientar un diagnóstico apropiado y posteriortratamiento adaptado.

Agradecimientos No se ha recibido financiación externa para este trabajo.

Correspondencia

R. Eva Kimonis, La Escuela de Psicología, Mathews Edificio, laUniversidad de New South Wales, Sydney, NSW 2052, Australia;

Correo electrónico: [email protected]





Puntos clave

• insensible-impasible (CU) son los rasgos importantes para identificar un subgrupo único antisocial de los

jóvenes en riesgo de severa, persistente y reduciendo los problemas de conducta que se han atribuido adistintos procesos etiológicos

Y requieren intervenciónespecializada.

• El auto-informe del inventario de rasgos Callous-Unemotional (ICU) puede ser usado como una fuente de información dentro

de una evaluación de multimethod clínicamente significativo para los rasgos CU DSM-5 con 'emociones' Prosocial limitada

Especificador de trastorno de

conducta.

• Juventud refrendando !2 CU síntomas, sobre la base de puntuaciones en IRT-refinado de cuatro y ocho

conjuntos de criterios ICU item, tenían los más altos niveles de conducta antisocial y agresiva de forma proactiva. Un riguroso método de puntuación de cuatro UCI

Elementos (es decir, tomando sólo las respuestas más extremas) para aproximar la presencia de síntomas mejor

discriminan entre los jóvenes de la comunidad, mientras que un 'split' menos riguroso método de codificación

mejor discriminan entre jóvenes detenidos.

• Los muchachos fueron aproximadamente dos veces más probabilidades que las niñas para satisfacer el especificador CU

utilizando conjuntos de criterios de ICU.

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Aceptado para su publicación: 29 de septiembre de 2014

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