portur.top

  

Bästa artiklarna:

  
Main / Efa hur många svarande som behövs per artikel

Efa hur många svarande som behövs per artikel

Logga in. Leo S. Morales, Steve P. Reise, Ron D. Interpersonella och tekniska aspekter av medicinsk vård utvärderades med 9 artiklar, alla administrerade med ett 7-punkts svarformat: Artikelsvarsteori-procedurer användes för att testa för differentiell artikel fungerar mellan vita och spansktalande respondenter.

Summativa skalningsresultat och testkaraktäristiska kurvor för vita och latinamerikaner var dock lika oavsett om dessa objekt ingick i skalan eller inte. Slutsatser - Trots vissa skillnader i artikelns funktion är det möjligt att jämföra nöjda med omsorg mellan vita och latinamerikaner. Sålunda bör skillnaderna i tillfredsställelsevärden mellan vita och latinamerikaner inte tillskrivas mätningsfördomar utan bör ses som härrörande från faktiska skillnader i upplevelser med omsorg.

NyckelordHispanics; tillfredsställelse; psykometri; När vårdsystemet fortsätter att utvecklas har konsumenter i allt högre grad vänt sig till information om kostnad och vårdkvalitet för att vägleda deras val av vård.

Efterfrågan på sådan information har i sin tur drivit upp antalet konsumentundersökningar som genomförs varje år. Även om sådana undersökningar kan ge viktig information om hur väl hälsoplaner och kliniker tillgodoser behoven hos deras olika patientpopulationer, har 1,2 ett antal forskare tagit upp metodologiska bekymmer över deras användning i kulturellt och språkligt olika patientpopulationer.

I en tidigare studie rapporterade vi större missnöje med leverantörskommunikation bland latinamerikaner än bland vita och väckte oro för att oupptäckt mätningsförskjutning kan ha påverkat våra resultat. Eftersom inget tidigare empiriskt arbete har behandlat jämförbarheten mellan patienttillfredsställelse med vårdbetyg för vita och latinamerikaner hade vi inga a priori-hypoteser om specifika föremål som kan förväntas uppvisa partiskhet.

Således är denna forskning utforskande till sin natur. Metodinställning Denna studie baserades på undersökningsdata erhållna från slumpmässigt utvalda patienter som fick medicinsk vård från en sammanslutning av 48 läkargrupper. Undersökningen frågade individer om deras tillfredsställelse med vård, hälsotillstånd och användning av hälsovårdstjänster under de senaste 12 månaderna. Sextiotre läkarmottagningar som huvudsakligen ligger i västra USA deltog i studien.

Fältperioden började i oktober 1994 och slutade i juni 1995. Icke-svarande i undersökningen följdes upp med påminnelsevykort och telefonsamtal. Den spanska versionen av undersökningen skapades genom en process av oberoende framåt engelska till spanska och tillbaka spanska till engelska översättning följt av försoning. Denna studie utvärderar de 9 undersökningsartiklarna som är relevanta för betyg på interpersonella och tekniska aspekter av vården. Fem punkter post 1 -5 ställdes om vårdpersonal som lyssnar på interpersonell vård, svar på dina frågor, förklaringar om receptbelagda mediciner, förklaringar om tester och medicinska procedurer, och försäkring och support som erbjuds, och 4 artiklar 6-9 frågor om teknisk vård kvalitet undersökningar, kvalitet på behandlingen, noggrannhet och noggrannhet i diagnosen och omfattande undersökningar.

Alla 9 undersökningsobjekt frågades med ett 7-punkts svarformat det bästa, utmärkta, mycket bra, bra, rättvisa, dåliga, mycket dåliga, med ett "inte tillämpligt" svarsalternativ. Eftersom en exakt uppskattning av artikelparametrar med IRT kräver ett stort antal respondenter över hela kontinuitetsnivå, behöll vi endast vita och spansktalande respondenter för denna analys.

Unidimensionality Eftersom den typiska IRT-modellen antar tillräcklig unidimensionality, 13 utvärderade vi dimensionaliteten i vår 9-artikels skala. Först genomförde vi huvudkomponentfaktoranalys för de vita och spansktalande grupperna separat med hjälp av SAS FACTOR-proceduren. 14 För både vita och latinamerikaner undersökte vi storleken på egenvärdena, förhållandet mellan första och andra egenvärden, komponentbelastningarna, Tucker och Lewis-koefficient, 15 de genomsnittliga restkorrelationerna absoluta värden, och SD för de kvarvarande korrelationerna. Dessutom beräknade vi korrigeringskoefficienter för objektskala och intern konsistensförlitlighet för de vita och spansktalande grupperna.

Översikt över IRT-modellerIRT-modeller ställer en icke-linjär monoton funktion för att redogöra för förhållandet mellan examenspersonens position på ett latent drag [THETA] och sannolikheten för en viss uppsättning objektsvar.

De kurvor som anges av denna funktion kallas kategorisvarskurvor CRC: er Bedömning av godhet hos Fit Det finns ingen allmänt accepterad statistik eller index för godhet av passform för polytoma IRT-modeller. För att bedöma passformen beräknade vi skillnaden mellan de observerade och förväntade svarsfrekvenserna efter artikel och svarkategori för vita och latinamerikaner. Parscale 3. För det första kontrasterade vi en multigruppsmodell där lutnings- och platsparametrarna uppskattades fritt mellan gruppernas obegränsade modell med en multigruppsmodell där lutnings- och platsparametrarna var begränsade till jämställdhet mellan grupper helt begränsad modell.

En signifikant skillnad i sannolikhetsfunktionsvärdet för de två modellerna tolkades som en indikation på närvaron av DIP utan att identifiera de specifika artiklar som redovisade det. I den första modellen uppskattade vi fritt lutningsparametrarna över etniska grupper samtidigt som vi begränsade platsparametrarna till jämställdhet. Sedan jämförde vi lutningsparametrarna för varje objekt med hjälp av följande effektstorleksstatistik: Vi beräknade en liknande statistik som kontrasterade platsparametrarna för varje artikel: För denna studie ansågs ett objekt visa DIF om dess teststatistiska [chi] 2-värde var signifikant vid 0.

Resultat Beskrivande resultat och Unidimensionality av skalan Tabell 2 visar den råa poäng beskrivande statistik, dvs medelvärden och SD och inter-objekt korrelationskoefficienter för varje etnisk grupp. Visas också den etniska gruppens effektstorlek gruppens genomsnittliga skillnad dividerat med den sammanlagda SD för varje artikel och för skalan. En total skalpoäng beräknades genom att summera över de 9 möjliga punkterna 0 till 100.

Den totala poängen var 67. Korrelationskoefficienterna mellan artiklarna varierade från 0. Resultaten av huvudkomponentanalysen av de 9 artiklarna indikerade 1 dimension för vita och latinamerikaner.

Förhållandet mellan första och andra egenvärden var 7. Det genomsnittliga restkorrelations absoluta värdet efter extraktion av 1 faktor var 0. Tucker- och Lewis-koefficienterna för en 1-faktorlösning var 0. Alfakoefficienter för både vita och latinamerikaner var 0. genomsnittliga avvikelser absoluta värden för alla artiklar och alla svarkategorier var 0.

Tabell 5 visar parameterskillnader för lutning och DIF-statistik för lutningsparametern. Det är värt att notera att den genomsnittliga lutningen var 2.

Lutningsparametrarnas uppskattningar för artikel 5 var 2. På samma sätt var uppskattningarna för lutningsparametrarna för artikel 6 3. Tabell 6 visar uppskattningar av objektplaceringsparametrar och platsparameter DIF-statistik. Bedöma effekterna av artiklar med DIFT För att utvärdera effekterna av artikelnivå DIF på råskalapoäng, tappade vi de partiska objekten från skalan och beräknade effektstorleken för vita jämfört med latinamerikaners tillfredsställelse.

Effektstorlekarna beräknades baserat på en summerad skala från 0 till 100 möjliga intervall. Kom ihåg att med alla de 9 artiklarna var effektstorleken 0. För att ytterligare bedöma effekten av den detekterade artikelförspänningen på vår mått på tillfredsställelse med vård jämförde vi testsvarskurvorna för vita och latinamerikaner med hjälp av följande procedur. Testsvarskurvorna visar förhållandet mellan den underliggande nivån av tillfredsställelse och den förväntade råpoängen på 9-skalans skala.

Först uppskattade vi parametrarna för IRT-objekt för nöjesskalan med 9 artiklar oberoende för vita och latinamerikaner.

Detta motsvarar uppskattning av en samtidig multigruppmodell utan begränsningar mellan grupperna på någon av parametrarna. Men eftersom de två uppsättningarna av artikelparametrar kanske inte är i samma skala, återförslutade vi objektparameterskattningarna för latinamerikan till de för vita genom att uppskatta länkningskonstanter och utföra lämpliga transformationer.

Med hjälp av de två uppsättningarna med vanligt skalade artikelparametrar beräknade vi sedan testsvarets kurvor för vita och latinamerikaner. Figur 1 visar kurvorna för testsvar för vita och latinamerikaner. Avvikelser mellan testsvarets kurvor för vita och latinamerikaner visar graden av differentiell skalfunktion på grund av punkterna 5 och 6.

Figur 2 visar resultaten av att subtrahera Hispanics 'testsvarskurva från de vita testsvarskurvan. Vid låga tillfredsställelsesnivåer tenderar vita att göra högre poäng än latinamerikaner, medan vid mitten av tillfredsställelse tenderar latinamerikaner att göra högre poäng än vita. Den största biasfunktionella bias är dock 1. En skillnad på 1. Diskussion Denna studie undersökte en tillfredsställelse med vårdskalan för ekvivalens mellan två demografiskt viktiga grupper i USA: Vår studie visade att giltiga jämförelser mellan vita och latinamerikaner är möjliga, trots detektering av statistiskt signifikanta skillnader i lutningsparametrarna för 2 av 9 skalföremål.

Som ett resultat bör Hispanics betydligt lägre betyg av vård i denna studie ses som representerar faktiska skillnader i erfarenheter av vård och bör inte hänföras till partisk mätning.

Tidigare metodologiska studier av undersökningsfrågor har visat att vita och latinamerikaner kanske inte svarar lika.

Johnson et al 4 fann kvalitativa skillnader i vita och latinamerikas tolkning av hälsostatusfrågor från allmänt använda hälsoundersökningar. Hayes och Baker 9 fann att tillförlitligheten och giltigheten hos en spansk version av en patientnöjdhet med kommunikationsskalan skilde sig väsentligt från den engelska versionen.

Aday och kollegor 23 noterade att latinamerikaner svarade mer "ja" på patienttillfredsställelsesfrågor än icke-latinamerikaner, oavsett om frågan indikerade större tillfredsställelse eller missnöje, vilket gav stöd för påståendet att latinamerikaner är benägna att mer tilltalande svar än icke -Hispanics eller är partisk mot mer gynnsamma svar.

Specifikt undersökte vi effekten av de 2 partiska objekten på gruppens medelvärdesskala och beräknade effektstorleken med och utan att inkludera de objekt som visar DIF. När alla 9 föremålen inkluderades i skalan var effektstorleken 0. När de partiska föremålen-föremålen 5 och 6 tappades från skalan ändrades effektstorleken till 0. Dessutom undersökte vi testsvarskurvorna för vita och Latinamerikaner.

Dessa kurvor visar de förväntade råskalorna för varje grupp över det underliggande tillfredsställelseskontinuet. I värsta fall resulterade vår 9-artikelsskala i en 1. Tillsammans visar dessa resultat att vita och latinamerikaner på alla nivåer av tillfredsställelse har nästan identiska förväntade råskalpoäng trots två artiklar med statistiskt signifikant DIF.

Tidigare studier har huvudsakligen förlitat sig på klassiska psykometriska metoder, t.ex. tillförlitlighet, validitet och korrelationer på artikelskala, undersökande faktoranalys EFA och bekräftande faktoranalys CFA för identifiering av objekt- och undersökningsförspänning i multietniska miljöer. Även om dessa metoder kan ge användbar information om objekt- och skalningsförskjutning är IRT-modeller teoretiskt mer lämpliga för undersökningsskalor som använder kategoriska svarsformat.

Även om EFA- och CFA-modeller vanligtvis antar kontinuerliga indikatorer som har linjära förhållanden med de latenta variablerna, antar inte IRT-modellerna dessa antaganden. Dessutom antar IRT-modeller inte multivariat normalitet, vilket är ett antagande från de flesta CFA-uppskattningsrutiner.

IRT-modeller erbjuder också praktiska metoder för att kvantifiera effektstorleken för statistiskt signifikant DIF. Som andra studier har illustrerat 24 och som vi har visat i denna studie, upphäver inte statistiskt signifikant DIF nödvändigtvis jämförelser mellan intressegrupper. För mer detaljerade diskussioner om IRT- och faktoranalysmetoder för detektering av objekt- och skalförspänning hänvisas läsaren till McDonald 25 och Reise et al, 26 och Widaman och Reise.

Objektbias uppstår när ett instrument mäter en sak för en grupp och något annat för den andra gruppen. Objekt 5 och 6 kan ha tolkats annorlunda av vita och spansktalande respondenter på grund av skillnader mellan grupper i ålder, kön, inkomst, utbildning eller kulturell bakgrund. Även om vi hittade signifikanta skillnader i de sociodemografiska egenskaperna hos de vita och spansktalande respondenterna i vår studie var vårt syfte inte att identifiera faktorer som förklarar DIF som vi upptäckte.

På grundval av resultaten av denna studie kan vi inte tillskriva DIF i dessa poster till etnicitet i sig eller till någon annan specifik bakgrund eller hälsostatusvariabel. Framtida studier kan behövas för att förklara bakgrundsegenskapernas påverkan på skillnader i artikelns funktion. För att hota giltigheten av denna studie skulle emellertid respondenter och icke-respondenter behöva skilja sig åt om deras tolkningar av betydelsen av enkätfrågorna. Detta kan till exempel inträffa om spansktalande svarare var mer kultiverade än spansktalande icke-svarande.

Akkulturering avser processerna för att förvärva värdkulturen av en etnisk minoritet. Tyvärr tillåter våra datakällor oss inte att jämföra svarande och icke-svarande utifrån sådana dimensioner som odling. På grundval av tillgängliga data var skillnaderna mellan urvalsramen och de som svarade på undersökningen minimala.

(с) 2019 portur.top