Тест шкала бека: Тест на выявление вероятности апноэ

Пиотровски

С

Шерри

D

Келлер

JW

Использование психодиагностических тестов: исследование общества по оценке личности

J Pers Assess

1985

49

115

119

Рулевое управление

RA

Бек

AT

Гарнизон

В

Приложения реестра депрессии Бека

Sartorius

N

Бан

TA

Оценка депрессии

Женева, Швейцария

Всемирная организация здравоохранения

1986

121

142

Бек

AT

Рулевое управление

RA

Гарбин

MG

Психометрические свойства описи депрессии Бека: оценка за двадцать пять лет

Clin Psychol Rev

1988

8

77

100

Бек

AT

Рулевое управление

RA

Коричневый

ГК

BDI-II: Инвентаризация депрессии Бека

Сан-Антонио, Техас

Психологическая корпорация

1996

Бек

AT

Палата

СН

Мендельсон

м

Макет

Дж

Эрбо

Дж

Инвентарь для измерения депрессии

Психиатрия Arch Gen

1961

4

561

571

Кендалл

ПК

Холлон

SD

Бек

AT

Хаммен

класс

Инграм

РЭ

Проблемы и рекомендации по использованию реестра депрессии Бека

Cognitive Ther Res

1987

11

289

299

Бек

AT

Рулевое управление

RA

Руководство по инвентаризации депрессии Бека

Сан-Антонио, Техас

Психологическая корпорация

1987

Горенштейн

С

Андраде

л

Заноло

E

Арт

R

Выражение депрессивных симптомов в доклинической выборке бразильских подростков

Can J Psychiatry

2005

50

129

136

Пул

H

Брамвелл

R

Мерфи

П

Полезность быстрого скрининга Beck Depression Inventory (BDI-FS) в клинике боли

евро J Pain

2009

13

865

869

Фразур-Смит

N

Lespérance

Ф

Депрессия и тревога как предикторы двухлетних сердечных приступов у пациентов со стабильной ишемической болезнью сердца

Психиатрия Arch Gen

2008

65

62

71

© Автор 2016.Опубликовано Oxford University Press от имени Общества медицины труда. Все права защищены. Для получения разрешений обращайтесь по электронной почте: [email protected]

Опись депрессии Бека (BDI) — Центр исследования зависимости — UW-Madison

Опись депрессии Бека (BDI, BDI-II), созданная доктором Аароном Т. Беком, представляет собой перечень самоотчетов с множественным выбором из 21 вопроса. , один из наиболее широко используемых инструментов для измерения степени депрессии. Его развитие ознаменовало сдвиг в среде медицинских работников, которые до этого рассматривали депрессию с психодинамической точки зрения, а не уходили корнями в собственные мысли пациента.Обычно мы используем BDI-II.

ПОДСЧЕТ ОЧКОВ

Оригинальный BDI, впервые опубликованный в 1961 году, состоял из двадцати одного вопроса о том, как испытуемый чувствовал себя за последнюю неделю. Каждый вопрос имеет как минимум четыре возможных варианта ответа, различающихся по интенсивности. Например:

 (0) Мне не грустно.
   (1) Мне грустно.
   (2) Мне все время грустно, и я не могу избавиться от этого.
   (3) Мне так грустно или несчастно, что я не могу этого вынести.
 

При выставлении баллов по тесту каждому ответу присваивается значение от 0 до 3, а затем общий балл сравнивается с ключом для определения степени тяжести депрессии.Стандартные пороги следующие:

 0–9: указывает на минимальную депрессию
   10–18: указывает на легкую депрессию
   19–29: указывает на умеренную депрессию
   30–63: указывает на тяжелую депрессию.
 

Более высокие общие баллы указывают на более серьезные депрессивные симптомы.

Некоторые элементы BDI имеют более одного утверждения, отмеченного одинаковой оценкой. Например, под заголовком «Настроение» есть два ответа, которые набирают 2 балла: (2а) я все время грущу или грущу, и я не могу избавиться от этого, и (2б) мне так грустно или несчастно, что это очень болезненно.

ФАЙЛЫ РЕСУРСОВ

Это мера, защищенная авторским правом. Следующие ссылки на анкеты предназначены только для личного использования нашей лабораторией. Чтобы получить доступ к мерам, пожалуйста, свяжитесь с правообладателями здесь.

Файлы скоринга были написаны Джоном Кёртином на языке статистического программирования R и могут быть использованы бесплатно.

Анкета BDI

Опросный лист BDI-II (2015)

Опросник BDI-II с интерпретацией

Файл синтаксиса скоринга BDI-II R

ССЫЛКИ

Бек, А.Т., Уорд, К. Х., Мендельсон, М., Мок, Дж., И ЭРБАУ, Дж. (1961). Инвентарь для измерения депрессии. Архив общей психиатрии, 4 (6), 561-571.

У нас нет авторских прав на эти меры и мы не можем предоставить разрешение на использование.

Анкеты и другие меры предоставляются здесь исключительно в качестве любезности для сопровождения нашего кода оценки. Пожалуйста, свяжитесь с автором анкеты для получения разрешений на использование.

Использование скорингового кода разрешено в соответствии с CC BY-SA 4.0 разрешений.

Frontiers | Диагностическая полезность и психометрические свойства опросника депрессии Бека-II среди корейских взрослых

Введение

Большое депрессивное расстройство (БДР) — одно из наиболее распространенных психических расстройств, характеризующееся подавленным настроением или потерей интереса к повседневной жизни (Американская психиатрическая ассоциация [APA], 2013). По данным Всемирной организации здравоохранения (ВОЗ), глобальная распространенность БДР в 2015 г. оценивалась в 4,4% (322 миллиона человек) (Всемирная организация здравоохранения [ВОЗ], 2017).Министерство здравоохранения и социального обеспечения Южной Кореи сообщило аналогичную цифру (примерно 5,0%) (Ministry of Health and Welfare, 2016). В последнее время все больше внимания уделяется эпидемии БДБ в Корее из-за высокого уровня самоубийств, занимающего второе место среди стран Организации экономического сотрудничества и развития (ОЭСР). В 2015 году в Корее уровень самоубийств составлял 25,8 на 100 000 человек, что намного выше среднего показателя по ОЭСР, составляющего 11,6 (OECD, 2019). Согласно одному систематическому обзору исследований психологического вскрытия самоубийств, 91% людей, совершивших самоубийство, страдали психическими проблемами. из которых наиболее распространенными были депрессивные расстройства (Cavanagh et al., 2003).

Целевая группа профилактических услуг США (USPTF) рекомендовала раннее выявление и скрининг депрессивных расстройств в учреждениях первичной медико-санитарной помощи (Siu et al., 2016). В метааналитическом исследовании также сообщалось, что чем короче продолжительность нелеченого заболевания (DUI), тем лучше прогноз для следующего курса лечения (Ghio et al., 2014). Несмотря на важность раннего скрининга и лечения депрессивных расстройств, менее половины (примерно 40,4%) людей с диагнозом расстройства настроения получали психиатрические услуги (Министерство здравоохранения и социального обеспечения, 2016).В этих обстоятельствах наличие надлежащего инструмента для выявления депрессивных расстройств является предпосылкой для повышения осведомленности о серьезности депрессии и доступности оптимального лечения.

Перечень депрессии Бека-II (BDI-II) (Beck et al., 1996) является одним из наиболее широко используемых инструментов скрининга депрессивных расстройств, а также используется для измерения тяжести депрессии (McDowell, 2006). BDI-II переведен на разные языки и применяется во многих странах.Согласно всестороннему обзору психометрических свойств BDI-II с использованием 118 исследований, проведенных с 60 126 участниками по всему миру с 1996 по 2013 год, BDI-II можно рассматривать как экономичный инструмент для измерения степени тяжести депрессии, которая широко распространена. применимо как для исследовательских, так и для клинических целей во всем мире (Wang and Gorenstein, 2013).

Хотя BDI-II изначально был разработан для отражения и мониторинга тяжести депрессии в течение болезни и лечения (Beck et al., 1961), было продемонстрировано, что это полезный инструмент скрининга с оптимальными пороговыми значениями. Однако пороговые значения, рекомендованные множеством исследований по скринингу депрессивных расстройств, показали большие различия для разных групп населения. Например, семь баллов за скрининг БДР на болезнь Паркинсона (Williams et al., 2012), 10 баллов за депрессивные расстройства (БДР, дистимическое расстройство и депрессивное расстройство, не указанные иным образом) среди студентов бакалавриата, посещающих вводный класс психологии (Шин и Baldwin, 2008), и 24 балла за БДР среди подростков, находящихся в стационаре психиатрических больниц (Krefetz et al., 2002). Методологические различия между исследованиями приводят к разным рекомендациям по отсеченным оценкам. Например, Osman et al. (2008) отдельно набирали учеников старших классов и выборки стационарных пациентов и рассчитывали пороговые значения для разделения этих двух групп. Учитывая крайние различия в характеристиках между группами, диагностические функции и пороговые значения BDI-II должны отличаться от тех, которые используют методы случайной выборки.

С этой точки зрения, чтобы гарантировать качество исследований диагностической точности, Whiting et al.(2011) предложили оценку качества исследований диагностической точности, 2-е издание (QUADAS-2), в которой представлены конкретные нормы для набора и отбора субъектов, индексного теста, условий для эталонного стандарта, процедуры исследования и сроков. Для набора и отбора субъектов сначала QUADAS-2 оценивает, были ли участники набраны случайным образом и последовательно, и исключаются ли из исследования ненадлежащим образом такие образцы, как «трудно диагностируемые» пациенты. Во-вторых, он оценивает, соответствует ли индексный тест (например,g., BDI-II) интерпретируются без знания результатов эталонного стандарта (например, диагностического интервью), или наоборот. В-третьих, выбранный эталонный стандарт следует учитывать при оценке качества диагностической точности. Например, при оценке диагностической мощности BDI-II, если эталонным стандартом является диагноз CES-D или DSM-5, подтвержденный структурированным интервью, последний должен предоставить более точную информацию. Наконец, для процедур и заказов на оценку индексный тест и эталонный стандарт должны проводиться в одинаковые сроки.Если эталонный стандартный тест был проведен за несколько месяцев до индексного теста, некоторые участники исследования могли выйти из состояния психического здоровья.

Среди 24 исследований, сообщающих об оптимальном пороговом значении BDI (Wang and Gorenstein, 2013), только два исследования, проведенные в США, соответствовали критериям, предложенным QUADAS-2: одно исследование, проведенное с участием 340 медицинских работников первичного звена. пациенты сообщили 18 в качестве порогового значения (Arnau et al., 2001), в то время как в другом исследовании с 220 афроамериканскими пациентами первичной медико-санитарной помощи сообщалось о 14 в качестве порогового значения для BDI-II (Dutton et al., 2004). Учитывая, что психометрические свойства анкет тесно связаны с расой и культурой населения, к которому они будут применяться (Iwata and Buka, 2002), очень важно проверить диагностические и психометрические свойства BDI-II на выборках страны, в которых он используется.

Несколько исследований подтвердили BDI-II в корейских выборках, а в двух исследованиях указаны пороговые значения для скрининга БДР (Lim et al., 2011) или депрессивных расстройств (Sung et al., 2008).Однако ни одно из исследований полностью не соответствовало критериям QUADAS-2. Во-первых, в обоих исследованиях раздельно набирали клиническую и контрольную группы. При наборе контрольной группы участники без психиатрического анамнеза (например, студенты колледжа или персонал больницы) были предварительно отобраны еще до проведения диагностического интервью, то есть эталонного стандарта. Эта процедура исследования привела к исключению «трудно диагностируемых» участников, которые испытали бы умеренные уровни депрессивных симптомов с ремиссией или тех, у кого не было депрессивных расстройств в прошлом, и, таким образом, искусственно повысили различимость инструмента скрининга между клинической группой и контрольной группой.Во-вторых, поскольку частота положительных результатов набора данных была слишком высокой (из-за меньшего размера контрольной выборки), завышенные прогнозы, сделанные инструментом скрининга, могли привести к хорошей способности различения при анализе кривой ROC (Lobo et al., 2008). В-третьих, в исследовании Sung et al. (2008) шкала оценки депрессии Гамильтона (HDRS) использовалась в качестве диагностического критерия. Однако HDRS не рекомендуется использовать в качестве диагностического индексного теста (Hamilton, 1967). Наконец, несмотря на то, что корейская версия BDI-II была официально переведена и опубликована в 2014 году с полной лицензией (Lee et al., 2017), он был проверен только для подростков без оптимальных пороговых значений. Поэтому своевременно и необходимо утвердить корейскую версию BDI-II для взрослого корейского населения и изучить ее диагностические свойства в качестве инструмента скрининга.

Кроме того, хотя BDI-II был первоначально разработан и утвержден как средство измерения степени тяжести депрессии (Cameron et al., 2011; Titov et al., 2011), он также использовался в качестве инструмента скрининга (Zich et al., 1990 ). В текущем исследовании мы исследовали полезность BDI-II в качестве инструмента оценки серьезности или инструмента скрининга, используя теорию ответа на вопросы (IRT).

Таким образом, целью данного исследования было (1) изучить психометрические свойства (например, надежность, факторные структуры, валидность других конструктов) и полезность диагностического скрининга с оптимальными пороговыми значениями BDI-II в качестве инструмента скрининга в рамках QUADAS-2 и (2) изучить с помощью IRT, будет ли BDI-II более подходящим в качестве инструмента для определения степени тяжести или скрининга.

Материалы и методы

Участники

Настоящее исследование было частью зонтичного проекта под названием «Развитие корейской шкалы скрининга депрессии и тревожности».«Всего было набрано 1145 взрослых участников из двух разных мест. Сначала 555 участников были набраны случайным образом через интернет-рекламу. Остальные 590 участников были набраны среди посетителей больниц с использованием метода последовательной выборки из двух разных больниц общего профиля. Таким образом, участники, набранные из больниц, включали клинические (например, пациенты психиатрического и непсихиатрического профиля) и неклинические образцы (например, семьи пациентов, друзья, посетители и сотрудники больницы).Исследователи не видели медицинских карт участников с психическими расстройствами и поэтому проводили индивидуальные диагностические интервью и психологические тесты, не зная их медицинского диагноза. Индивидуальные психиатрические диагностические интервью и психологические тесты проводились в исследовательских лабораториях университета или больниц. В соответствии с нашими целями, которые исследовали клиническую применимость BDI-II в реальных условиях психического здоровья сообщества, а также в медицинских учреждениях или учреждениях первичной медико-санитарной помощи, были установлены минимальные критерии включения и критерии исключения.Все взрослые старше 18 лет были включены в критерии включения. Участники, не владеющие корейским языком или неграмотные, были исключены из текущего исследования. Все участники этого исследования добровольно приняли участие после предоставления письменных форм информированного согласия. Это исследование было одобрено местными наблюдательными советами учреждений. Подробная демографическая информация представлена ​​в таблице 1.

Таблица 1. Демографические данные.

Процедура

Чтобы оценить его полезность в качестве диагностического инструмента, методология, представленная в QUADAS-2 (Whiting et al., 2011). Фреймворк QUADAS-2 состоит из четырех областей. Первая область — это отбор пациентов, который предназначен для предотвращения включения в исследование только предвзятых выборок. Чтобы избежать предвзятости отбора (например, преднамеренного исключения пациентов, которым трудно диагностировать), в это исследование были включены все пациенты, которым трудно диагностировать, и набраны участники независимо от их диагноза, а не сравнивались выборочные образцы от пациентов психиатрических больниц и здоровых студентов университетов.Вторая область — это то, влияют ли на оценщика результаты эталонного теста при проведении индексного теста. Чтобы предотвратить предвзятость исследователя, тестирование проводилось без учета результатов других эталонных тестов и психиатрического диагноза. То есть интервьюеры, проводившие диагностические интервью, не были осведомлены ни о результатах психологических тестов, таких как BDI-II и CES-D, ни о своих медицинских записях. Третья область — адекватность эталонного стандарта. Психиатрический диагноз, полученный с помощью инструмента структурированного диагностического интервью, Mini-International Neuropsychiatric Interview-Plus (M.I.N.I.), был использован в качестве эталона. Диагностическое интервью проводилось психиатрами, лицензированными клиническими психологами и аспирантами клинической психологии под наблюдением лицензированных психологов и психиатра. Четвертая область касается того, есть ли разница во времени между индексным тестом и эталонным стандартом. BDI-II и M.I.N.I. одновременно проводились диагностические интервью.

Меры

Опись депрессии Бека-II, корейская версия

BDI-II — это показатель депрессии, разработанный Beck et al.(1996), включающий 21 пункт, измеряющий депрессивные симптомы среди эмоциональной, когнитивной, мотивационной и физиологической областей депрессии. Каждый вопрос оценивается по 4-балльной шкале Лайкерта в диапазоне от 0 до 3, общий балл варьируется от 0 до 63. В соответствии с исходным BDI-II, в корейской версии BDI II респонденты выбирают одно из четырех утверждений, которое лучше всего опишите, как они себя чувствовали в течение последних 2 недель. Более высокие баллы указывают на то, что депрессивные симптомы у респондентов более серьезны. В этом исследовании использовался K-BDI-II, опубликованный на корейском языке (Lee et al., 2017). В этом исследовании Lee et al. (2017) два независимых лицензированных клинических психолога перевели оригинальную английскую версию BDI-II на корейский язык с разрешения издателя The Psychological Corporation. После того, как три исследователя подтвердили содержание анкеты в ходе обсуждения, она была повторно переведена на английский язык опытным двуязычным человеком со степенью магистра клинической психологии. Исследователи рассмотрели и отредактировали окончательную версию K-BDI-II.

The Mini-International Neuropsychiatric Interview-Plus (М.I.N.I.)

Мини-международное нейропсихиатрическое интервью-Плюс — это инструмент структурированного интервью, разработанный для диагностики психических расстройств основной оси 1 по МКБ-10 (Международная классификация болезней 10-го пересмотра) и DSM-IV (Sheehan et al., 1998) . В этом исследовании использовалась переведенная версия M.I.N.I, и сообщалось о диагностической точности корейской версии M.I.N.I. (Yoo et al., 2006). В частности, статистика Каппа для БДР и биполярного расстройства была равна 0.71 и 0,74 соответственно (Yoo et al., 2006).

Центр эпидемиологических исследований Шкала депрессии Корейская версия

Центр эпидемиологических исследований Шкала депрессии (CES-D) была разработана Радлоффом для измерения уровней депрессии в 1977 году (Radloff, 1977). CES-D — это шкала самооценки из 20 пунктов, которая измеряет частоту депрессии, пережитой за последнюю неделю, на четырех уровнях. Общий балл составляет 60 баллов, и чем выше балл, тем тяжелее депрессия. В этом исследовании использовалась корейская версия CES-D, которая была проверена и подтверждена на корейском языке (Cho and Kim, 1993).Надежность повторного тестирования составила 0,68 для неклинических образцов и 0,83 для клинических образцов. Кроме того, оценка 25 была представлена ​​как оптимальная граничная оценка с чувствительностью = 0,93 и специфичностью = 0,79 (Cho and Kim, 1993).

Анкета о состоянии здоровья пациента-9, корейская версия

Опросник здоровья пациента-9 (PHQ-9) — это шкала депрессии, разработанная Kroenke et al. (2001). PHQ-9 измеряет девять областей, включая неприятные ощущения, депрессию, нарушения сна, утомляемость, изменение аппетита, чувство вины, необоснованность, потерю концентрации, подавленное чувство и суицидальные мысли, которые возникли в течение последних 2 недель.Он набирается от 0 ( совсем не ) до трех баллов ( почти каждый день ), а максимальная общая сумма баллов составляет 27 баллов. Чем выше оценка, тем тяжелее депрессия. В 2010 году было проведено исследование валидности и надежности корейской версии PHQ-9 (Park et al., 2010). В этом исследовании использовалась корейская версия PHQ-9.

Генерализованное тревожное расстройство, 7 пунктов (GAD-7) Корейская версия

GAD-7 — это простой инструмент самооценки, предназначенный для выявления генерализованного тревожного расстройства (ГТР) и измерения степени тяжести его симптомов.Испытуемых просят сообщить о частоте симптомов тревоги за последние 2 недели, используя 4-балльную шкалу Лайкерта. В этом исследовании использовалась корейская версия GAD-7 (Pfizer, 2018; Ahn et al., 2019), представленная на веб-сайте вопросника о состоянии здоровья пациентов.

Статистический анализ

Программа IBM SPSS Statistics 23 использовалась для выполнения описательной статистики, корреляционного анализа и анализа кривой ROC. Для проведения подтверждающего факторного анализа (CFA) программа MPLUS 7.0 (Muthén and Muthén, 2012). Для оценки соответствия модели используются индексы приращения соответствия, такие как индекс Такера-Льюиса (TLI) и индекс сравнительного соответствия (CFI), абсолютные индексы соответствия модели, такие как хи-квадрат модели (χ ² ), среднеквадратичная ошибка Использовались приближение (RMSEA) и стандартизированный среднеквадратичный остаток (SRMR), а также информационные критерии, такие как информационный критерий Акаике (AIC), байесовские информационные критерии (BIC) и BIC с поправкой на размер выборки (aBIC). Эти индексы соответствия модели были интерпретированы в соответствии со стандартными критериями, включая CFI и TLI, превышающие 0.95 и RMSEA ниже 0,08 (Bentler, 1990). Значения SRMR 0,08 или ниже (Hu and Bentler, 1999) также указывают на хорошее соответствие модели. Наконец, чем ниже значения информационных критериев, тем лучше подходит модель (Akaike, 1987).

IRT был выполнен с использованием пакета «mirt» (Chalmers, 2012) для статистической программы R (версия 3.5.0). Для анализа применялась модель дифференцированного ответа (GRM). GRM — одна из моделей IRT, подходящая для упорядоченных политомических категорий, таких как шкалы Лайкерта (Samejima, 1970).IRT-анализ предоставляет кривую тестовой информации (TIC), которая отображает количество информации, полученной в результате теста на заданном уровне способностей. Если TIC равномерно распределен по оси x θ, которая относится к уровню измеряемой области, это подходящий тест для измерения всех диапазонов уровней способностей, например, тест Scholastic Aptitude Test. Такая форма больше подходит для измерения степени депрессии. С другой стороны, если тест предназначен для присуждения стипендий, требуется большая точность для уровней способностей, близких к пороговому значению.Лучший TIC в этой ситуации достигнет своего пика в точке отсечения (Baker and Kim, 2004). Следовательно, можно было оценить пригодность теста для определенной цели по форме ТИЦ.

Результаты

Распространенность депрессивных симптомов

Средний общий балл по BDI-II для всех участников составил 13,66 ( SD = 11,54). В общей сложности 472 участника (41,2% выборки) набрали 14 баллов и выше, что указывает на умеренный уровень депрессии. Среднее и стандартное отклонение для каждого пункта и общий балл представлены в таблице 2.С помощью структурированных психиатрических интервью MIMI 96 (8,4%) были диагностированы БДР и 188 (16,4%) были классифицированы как депрессивные расстройства (ДР), которые включают БДР, дистимию, прошлое БДР, находящееся в настоящее время в частичной ремиссии, прошлое БДР, текущее в полная ремиссия, но все еще принимаемые лекарства, и депрессивное расстройство, не указанное иначе. Поскольку DD — это более широкое понятие, чем MDD, DD включает количество пациентов, у которых диагностировано MDD. Среди всех участников с депрессивным расстройством 126 имели сопутствующие психические расстройства, такие как тревожное расстройство.Среди всех участников у 676 (59%) не было диагностировано какое-либо расстройство в прошлом или в настоящее время, и они были классифицированы как «здоровая» группа.

Таблица 2. Среднее значение, стандартные отклонения и корреляции между элементами корейского BDI-II .

Внутренняя согласованность и конвергентная достоверность

Коэффициент альфа Кронбаха для внутренней согласованности составил 0,946, что указывает на высокий уровень внутренней надежности. Кроме того, коэффициенты альфы Кронбаха варьировались от 0.От 942 до 0,946, если отдельные элементы были удалены, что говорит о том, что исключение каких-либо отдельных элементов не дает существенной пользы (таблица 2). Средние значения, стандартные отклонения и корреляции элементов-итогов представлены в таблице 2. Корреляции элементов-итогов варьировались от 0,546 до 0,762, что также указывает на хорошую внутреннюю согласованность. Для проверки конвергентной валидности был проведен корреляционный анализ, коэффициенты которого представлены в таблице 4. Общий балл BDI-II достоверно коррелировал с общим баллом PHQ-9 ( r = 0.853, p <0,001) и общий балл CES-D ( r = 0,862, p <0,001), что указывает на хорошую конвергентную валидность. BDI-II также показал значительную корреляцию с общим баллом GAD-7 ( r = 0,797, p <0,001), инструментом скрининга генерализованного тревожного расстройства (GAD), которое, как известно, тесно связано с депрессией.

Факторная структура

CFA был проведен для изучения факторной структуры BDI-II. Традиционно Бек предлагал двухфакторную модель (соматико-аффективный фактор для пунктов 4, 10–13 и 15–21, и когнитивный фактор для пунктов 1-3, 5–9 и 14) (Beck et al., 1996). Однако Osman et al. (1997) предложили трехфакторную модель (фактор негативного отношения для пунктов 1–3, 5–10 и 14, фактор сложности выполнения для пунктов 4, 11–13, 17 и 19 и соматический фактор для пунктов 15, 16). , 18, 20 и 21), которые показали большее соответствие, чем двухфакторная модель. Этот результат был воспроизведен среди азиатских популяций, таких как тайваньские подростки (Wu and Huang, 2014) и корейские подростковые выборки (Lee et al., 2017). В этом исследовании были протестированы двухфакторная и трехфакторная модели Бека, и трехфакторная модель показала лучшее соответствие модели, чем двухфакторная.Сводка показателей соответствия для CFA представлена ​​в таблице 3 (результаты отдельного анализа между выборкой онлайн-рекламы и выборкой посетителей больницы представлены в дополнительных таблицах S1, S2). Трехфакторная модель и ее факторные нагрузки изображены на рисунке 1. Коэффициенты корреляции между общим баллом BDI-II и тремя подфакторами представлены в таблице 4.

Таблица 3. Сводка индексов согласия для CFA.

Рисунок 1. Схема подтверждающего факторного анализа для 3-факторной модели. SM, соматический фактор; PD — коэффициент сложности исполнения; NA, Фактор отрицательного отношения.

Таблица 4. Коэффициенты корреляции общего балла BDI-II с подфакторами BDI-II.

Срок действия критерия

Для проверки достоверности критерия BDI-II был проведен ROC-анализ для выявления БДР или депрессивного расстройства. Кривые ROC показаны на рисунке 2. Площадь под кривой (AUC) для обнаружения MDD составляла 0.915, а для выявления депрессивного расстройства — 0,846. Для расчета оптимальных пороговых значений использовался индекс Юдена (индекс Юдена J = чувствительность + специфичность — 1) (Youden, 1950). Оценка ≥23 была определена как оптимальная граничная оценка для выявления БДР. При этом пороговом значении BDI-II проверил пациентов с БДР с чувствительностью 0,833, специфичностью 0,868, положительной прогностической ценностью 0,365 (PPV) и отрицательной прогностической ценностью (NPV) 0,983. Для выявления пациентов с депрессивным расстройством оценка ≥17 была определена как оптимальная граничная оценка с чувствительностью 0.809, специфичность 0,764, PPV 0,402 и NPV 0,953. Чувствительность и специфичность рассчитывались с использованием традиционных оценок отсечения от Beck et al. (1996) (легкая = 14, средняя = 20, тяжелая = 29). Подробные результаты анализа ROC представлены в таблице 5.

Рис. 2. Кривая ROC для MDD и DD.

Таблица 5. Результаты анализа ROC для MDD и DD.

Предмет Теория отклика Анализирует

Теория ответов заданий была применена для оценки тестовой информационной функции BDI-II.TIC представлен на рисунке 3. TIC показывает, сколько информации BDI-II предоставляет при определенном уровне депрессии. Как показано на Рисунке 3, BDI-II предлагает наибольшее количество информации с самой низкой стандартной ошибкой измерения на уровне депрессии примерно на 0–2,5 SD выше среднего (Таблица 6) и формирует плоскую платообразную линию, которая указывает на BDI. -II больше подходит для оценки серьезности тестирования (см. Дополнительную таблицу S3).

Рис. 3. Кривая тестовой информации BDI-II.I (θ): информационная ценность, θ: уровень депрессии, выраженный в единицах стандартного отклонения.

Таблица 6. Информационное значение для каждой области.

Обсуждение

Это исследование было направлено на изучение психометрических свойств (например, надежность, факторные структуры, валидность других конструктов) и полезности диагностического скрининга с оптимальными пороговыми значениями BDI-II в рамках QUADAS-2. Кроме того, мы исследовали, подходит ли BDI-II в качестве инструмента для определения степени тяжести или скрининга, используя IRT среди корейских образцов взрослых.

Корейская версия BDI-II показала превосходный уровень внутренней согласованности, однородности элементов и конвергентной достоверности. Коэффициент альфа Кронбаха 0,946, полученный в этом исследовании, был согласован или выше, чем те, о которых сообщалось в предыдущем обзоре внутренней согласованности BDI-II среди медицинских пациентов (то есть в диапазоне от 0,84 до 0,94) (Wang and Gorenstein, 2013). Корейская версия BDI-II также показала высокую корреляцию с другими показателями депрессии (например, PHQ-9 и CES-D) и GAD-7, что также согласуется с предыдущим всесторонним обзором BDI-II (Wang and Gorenstein, 2013) и валидационное исследование BDI-II среди подростков в Корее (Lee et al., 2017). При анализе отдельных предметов остался весь исходный 21 предмет BDI-II. Соотношение баллов по каждому пункту с общим баллом варьировалось от 546 до 761. Пункты, показавшие высокую корреляцию, включали бесполезность, потерю удовольствия ( r = 0,759), потерю интереса ( r = 0,758) и нелюбовь к себе ( r = 0,754), а предметы с наименьшей корреляцией включали потерю либидо ( r = 0,546), изменения сна ( r = 0.611) и изменения аппетита ( r = 0,601). Хотя сообщалось, что жители Восточной Азии склонны выражать свои депрессивные симптомы соматическими жалобами (Yoo and Skovholt, 2001), соматические симптомы имели наименьшую корреляцию с общими баллами BDI-II. Предполагается, что самые низкие корреляции могут отражать тот феномен, что корейцы склонны сообщать о соматических симптомах не только из-за своих депрессивных симптомов, но и из-за различных психических заболеваний или состояний здоровья. Кроме того, в нашем исследовании неклинические образцы имели более высокие баллы по соматическим симптомам, чем другие депрессивные симптомы, что указывает на то, что соматические симптомы будут менее специфичными для депрессии.

В предыдущих исследованиях, проведенных с западными выборками, факторная структура BDI-II была представлена ​​как двухфакторная модель с соматически-аффективным фактором и когнитивным фактором (Beck et al., 1996). Однако в исследованиях, проведенных в странах Восточной Азии, на выборках подростков была предложена трехфакторная модель (Wu and Huang, 2014; Lee et al., 2017). Соматико-аффективный фактор двухфакторной модели был разделен на «трудность выполнения (PD)» и «соматический (SM)» фактор. Трехфакторная модель была воспроизведена в наших выборках взрослых в Корее.В выборках подростков фактор PD был впервые предложен, чтобы отразить восприятие того, что подростки находятся под контролем власти, такой как родители, стремящиеся к автономии и компетентности, и испытывают противоречивые требования, исходящие от семьи, школы и групп сверстников (Byrne and Baron, 1993; Бирн и др., 1995). В выборках из Восточной Азии трехфакторная модель может быть более подходящей, потому что люди в Восточной Азии, похоже, выражают депрессию с такими симптомами, как возбуждение, раздражительность и трудности с концентрацией, которые возникают при чрезмерном стремлении к достижению результатов (Lee et al., 2017).

Чтобы оценить полезность BDI-II в качестве инструмента скрининга, были предложены оптимальные пороговые значения для взрослого населения Кореи. По сравнению с исходными критериями, предложенными Beck et al. (1996), пороговая оценка из 23 баллов показала лучшую производительность при выявлении БДР, чем умеренные (20 баллов) или тяжелые (29 баллов) критерии. Для обнаружения DD наилучший результат показал пороговый результат из 17 пунктов. Этот результат также показал лучшую эффективность, чем исходный критерий легкой степени тяжести (14 баллов) (Beck et al., 1996). Основываясь на этих результатах, кажется разумным использовать 23 балла в качестве критерия умеренной депрессии и 17 баллов в качестве критерия легкой депрессии при измерении депрессии у корейского населения. Группа БДР была строго ограничена людьми, которые были в текущих эпизодах большой депрессии, тогда как группа БД включала стойкое депрессивное расстройство (ПДР) и депрессивное расстройство, не указанные иначе, а также пациенты, которые полностью избавились от депрессивного расстройства, но все еще принимали лекарства.Эта интерпретация подтверждается предыдущими исследованиями. В одном исследовании, в котором измерялась степень тяжести у студентов колледжа в консультационном центре для студентов, было предложено 16 баллов за умеренную пороговую оценку и 24 балла за умеренную пороговую оценку (Sprinkle et al., 2002). Другие исследования, сообщающие о предельных значениях BDI-II для корейского населения, также подтверждают наши данные. Исследования Sung et al. (2008) использовали слабый уровень HDRS в качестве индексного теста, и в качестве порогового значения было получено 18 баллов, что близко к нашему пороговому значению DD. Другое исследование (Lim et al., 2011), которые набирали пациентов с БДР, также предложили 22 в качестве порогового значения.

Наконец, IRT-анализ был использован для определения того, подходит ли BDI-II в качестве инструмента скрининга или инструмента оценки серьезности. Анализ IRT показал, что BDI-II может предложить эквивалентную информационную ценность от среднего депрессивного населения (где θ = 0) до тяжелого депрессивного населения (где θ = 3), что отлично подходит для инструмента оценки степени тяжести, как упоминалось ранее. Этот результат согласуется с предыдущим исследованием (Brouwer et al., 2013), который провел IRT-анализ BDI-II. Исследование Brouwer et al. (2013) сообщили о плоских графиках TIC для диапазона θ = 0–2 и утверждали, что это может быть более выгодным для обнаружения изменений депрессии в клинической сфере. Эти результаты IRT-анализа BDI-II согласуются с первоначальным намерением разработать шкалу BDI-II, которая должна была измерять глубину депрессии, а не просто представлять единственную точку отсечения (Beck et al., 1996) . Это говорит о том, что BDI может быть более полезным для измерения тяжести депрессивного состояния в клинических популяциях и для измерения тяжести депрессии в качестве показателя реакции на лечение.

Следует отметить некоторые ограничения. В настоящем исследовании вместо использования структурированного клинического интервью для DSM-5 (SCID-5), которое считается золотым стандартом диагностики, M.I.N.I. был использован в качестве эталонного теста для подтверждения совместимости BDI-II в качестве инструмента скрининга. Несмотря на то, что структурированное диагностическое интервью проводил квалифицированный психолог, M.I.N.I. был разработан, чтобы уменьшить количество ложноотрицательных результатов, чтобы избежать пропуска случаев фактического заболевания (Sheehan et al., 1998).Следовательно, с помощью M.I.N.I. можно поставить чрезмерную диагностику, что могло повлиять на чувствительность или специфичность BDI-II. Таким образом, в будущем исследовании результаты текущего исследования должны быть воспроизведены с использованием различных эталонных тестов, таких как SCID-5.

Поскольку в этом исследовании были отобраны выборки из двух разных условий (больницы и онлайн-реклама) с использованием разных методов (последовательная выборка, случайная выборка), хотя факторные структуры BDI-II в каждой настройке были одинаково благоприятны для трехфакторной модели, будущие исследования должен определить, имеют ли участники, набранные с помощью онлайн-рекламы, отличительные черты от посетителей больниц, не подключенных к Интернету.Наконец, это исследование предоставило значение тестовой информации и характеристики элементов по результатам анализа IRT (см. Дополнительные рисунки S1, S2). В будущем исследовании можно будет определить наиболее эффективные элементы BDI-II, учитывая стиль ответа корейского населения и характеристики каждого элемента BDI-II.

Несмотря на вышеупомянутые ограничения, текущее исследование было первым валидационным исследованием с взрослыми корейскими образцами с использованием корейской версии BDI-II с официальной лицензией. Это исследование было проведено в строгом соответствии со структурой QUADAS-2, системой для оценки инструментов скрининга.Кроме того, использовалась относительно большая выборка из более чем 1000 человек, а пороговая оценка, наиболее подходящая для корейцев, была рассчитана путем диагностического интервью с каждым участником исследования. Наконец, в дополнение к предоставлению единой пороговой оценки, анализ IRT показал, что BDI-II может быть более подходящим инструментом для оценки серьезности, а не скрининга.

Наборы данных, созданные для этого исследования, доступны по запросу соответствующему автору.

Заявление об этике

Исследования с участием людей были рассмотрены и одобрены Наблюдательным советом Корейского университета. Пациенты / участники предоставили письменное информированное согласие на участие в этом исследовании.

Авторские взносы

KP, EJ, S-HL и K-HC внесли свой вклад в концепцию и дизайн исследования. K-HC контролировал весь учебный процесс. КП и SY выполнили анализ данных. КП написал первый черновик рукописи.KP, EJ, SY и S-HL внесли свой вклад в сбор данных. Все авторы внесли свой вклад в доработку рукописи, прочитали и одобрили представленную версию.

Финансирование

Это исследование было поддержано Корейским научно-исследовательским проектом в области технологий психического здоровья при Министерстве здравоохранения и социального обеспечения Кореи (номер гранта: HM15C1169), Министерством образования Республики Корея и Национальным исследовательским фондом Кореи (NRF-2017S1A5B6053101). ).

Конфликт интересов

Авторы заявляют, что исследование проводилось при отсутствии каких-либо коммерческих или финансовых отношений, которые могут быть истолкованы как потенциальный конфликт интересов.

Дополнительные материалы

Дополнительные материалы к этой статье можно найти в Интернете по адресу: https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fpsyg.2019.02934/full#supplementary-material

Сноски

Список литературы

Ан, Дж. К., Ким, Ю., и Чой, К. Х. (2019). Психометрические свойства и клиническая полезность корейской версии GAD-7 и GAD-2. Фронт. Психиатрия 10: 127. DOI: 10.3389 / fpsyt.2019.00127

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Акаике, Х.(1987). Факторный анализ и АПК. Психометрика 371–386.

Google Scholar

Американская психиатрическая ассоциация [APA], (2013). Диагностическое и статистическое руководство по психическим расстройствам (DSM-5 ^® ). Арлингтон, Техас: American Psychiatric Publishing.

Google Scholar

Арнау Р. К., Мигер М. В., Норрис М. П. и Брамсон Р. (2001). Психометрическая оценка инвентаря депрессии Бека-II с пациентами первичной медико-санитарной помощи. Health Psychol. 20, 112–119. DOI: 10.1037 / 0278-6133.20.2.112

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Бейкер, Ф. Б., и Ким, С.-Х. (2004). Теория отклика предмета: методы оценки параметров. Бока-Ратон, Флорида: CRC Press.

Google Scholar

Бек А. Т., Стир Р. А. и Браун Г. К. (1996). BDI-II: Инвентаризация депрессии Бека. , 2nd Edn, San Antonio, TX: Psychological Corporation.

Google Scholar

Бек, А.Т., Уорд, К. Х., Мендельсон, М., Мок, Дж., И Эрбо, Дж. (1961). Инвентарь для измерения депрессии. Arch. Gen. Psychiatry 4, 561–571.

Google Scholar

Бентлер, П. М. (1990). Индексы сравнительной подгонки в структурных моделях. Psychol. Бык. 107, 238–246.

Google Scholar

Брауэр, Д., Мейер, Р., и Зевалкик, Дж. (2013). Измерение индивидуальных значимых изменений в инвентаре депрессии Бека-II с помощью статистики на основе IRT. Psychother. Res. 23, 489–501. DOI: 10.1080 / 10503307.2013.794400

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Бирн, Б. М., и Барон, П. (1993). Инвентаризация депрессии Бека: тестирование и перекрестная проверка иерархической структуры факторов для неклинических подростков. Измер. Eval. Couns. Dev. 26, 164–178.

Google Scholar

Бирн, Б. М., Барон, П., Ларссон, Б., и Мелин, Л. (1995). Инвентаризация депрессии Бека: тестирование и перекрестная проверка факторной структуры второго порядка для шведских неклинических подростков. Behav. Res. Ther. 33, 345–356. DOI: 10.1016 / 0005-7967 (94) E0050-S

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Камерон И. М., Карди А., Кроуфорд Дж. Р., дю Туа, С. В., Хэй, С., Лоутон, К. и др. (2011). Измерение тяжести депрессии в общей практике: дискриминационные характеристики PHQ-9, HADS-D и BDI-II. Br. J. Gen. Pract. 61, e419 – e426. DOI: 10.3399 / bjgp11X583209

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Кавана, Дж.Т., Карсон, А. Дж., Шарп, М., и Лори, С. М. (2003). Психологические вскрытия самоубийств: систематический обзор. Psychol. Med. 33, 395–405.

Google Scholar

Чалмерс Р. П. (2012). mirt: пакет теории многомерного ответа элемента для среды R. J. Stat. Софтв. 48, 1–29.

Google Scholar

Чо, М. Дж., И Ким, К. Х. (1993). Диагностическая валидность CES-D (корейская версия) при оценке большой депрессии DSM-III-R. J. Korean Neuropsychiatr. Доц. 32, 381–399.

Google Scholar

Даттон, Г. Р., Грот, К. Б., Джонс, Г. Н., Уайтхед, Д., Кендра, К., и Брантли, П. Дж. (2004). Использование реестра депрессии Бека-II с афроамериканскими пациентами первичной медико-санитарной помощи. Gen. Hosp. Психиатрия 26, 437–442. DOI: 10.1016 / j.genhosppsych.2004.06.002

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Гио, Л., Готелли, С., Марченаро, М., Аморе, М., и Натта, В. (2014). Продолжительность нелеченого заболевания и исходы униполярной депрессии: систематический обзор и метаанализ. J. Affect. Disord. 152, 45–51. DOI: 10.1016 / j.jad.2013.10.002

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Ху, Л. Т., и Бентлер, П. М. (1999). Критерии отсечения для индексов соответствия в анализе ковариационной структуры: традиционные критерии по сравнению с новыми альтернативами. Struct. Equ. Модель. 6, 1–55.

Google Scholar

Ивата, Н., и Бука, С. (2002). Расовая / этническая принадлежность и депрессивные симптомы: межкультурное / этническое сравнение среди студентов университетов в Восточной Азии, Северной и Южной Америке. Soc. Sci. Med. 55, 2243–2252.

Google Scholar

Крефец, Д. Г., Стир, Р. А., Гулаб, Н. А., и Бек, А. Т. (2002). Конвергентная достоверность инвентаря депрессии Бека-II со шкалой подростковой депрессии Рейнольдса у психиатрических стационарных пациентов. J. Pers. Оценивать. 78, 451–460. DOI: 10.1207 / S15327752JPA780305

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Кроенке К., Спитцер Р. Л. и Уильямс Дж. Б. (2001). PHQ-9: достоверность краткого измерения степени тяжести депрессии. J. Gen. Intern. Med. 16, 606–613. DOI: 10.1046 / j.1525-1497.2001.016009606.x

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Ли, Э. Х., Ли, С. Дж., Хван, С. Т., Хонг, С. Х. и Ким, Дж. Х. (2017). Надежность и валидность инвентаризации депрессии Бека-II среди корейских подростков. Психиатрическое расследование. 14, 30–36.

Google Scholar

Лим, С. Ю., Ли, Э. Дж., Чон, С. В., Ким, Х. С., Чон, К. Х., Чон, Т. Ю., и др. (2011). Исследование валидации шкалы депрессии Бека 2 в корейской версии. Тревожное настроение. 7, 48–53.

Google Scholar

Лобо, Дж. М., Хименес-Вальверде, А., и Реал, Р. (2008). AUC: вводящий в заблуждение показатель эффективности моделей прогнозирующего распределения. Глоб. Ecol. Биогеогр. 17, 145–151.

Google Scholar

Макдауэлл И. (2006). Измерение здоровья: Руководство по рейтинговым шкалам и анкетам. Оксфорд: Издательство Оксфордского университета.

Google Scholar

Министерство здравоохранения и социального обеспечения, (2016). Обзор психических расстройств в Корее. Нью-Дели: Министерство здравоохранения и социального обеспечения

Google Scholar

Muthén, L.K., и Muthén, B.O. (2012). Mplus Version 7 руководство пользователя. Лос-Анджелес, Калифорния: Muthén & Muthén.

Google Scholar

OECD, (2019). Уровень самоубийств (индикатор). Париж: Организация экономического сотрудничества и развития. DOI: 10.1787 / a82f3459-en

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Осман А., Барриос Ф. Х., Гутьеррес П. М., Уильямс Дж. Э. и Бейли Дж. (2008). Психометрические свойства инвентаря депрессии Бека-II в выборках доклинических подростков. J. Clin. Psychol. 64, 83–102.

Google Scholar

Осман, А., Даунс, В. Р., Барриос, Ф. Х., Коппер, Б. А., Гутьеррес, П. М., и Чирос, К. Э. (1997). Факторная структура и психометрические характеристики инвентаря депрессии Бека-II. J. Psychopathol. Behav. Оценивать. 19, 359–376. DOI: 10.1007 / BF02229026

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Парк, С. Дж., Чой, Х. Р., Чой, Дж. Х., Ким, К. В., и Хонг, Дж. П. (2010). Надежность и валидность корейской версии опросника здоровья пациента-9 (PHQ-9). Тревожное настроение. 6, 119–124.

Google Scholar

Самедзима, Ф. (1970). Оценка скрытой способности с использованием модели отклика по оценкам. Психометрика 35, 139–139. DOI: 10.1007 / BF03372160

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Шин, Г., и Болдуин, Г. (2008). Чувствительность и специфичность опросников депрессии в выборке студенческого возраста. J. Genet. Psychol. 169, 281–292.

Google Scholar

Шихан, Д.V., Lecrubier, Y., Sheehan, H.K., Amorim, P., Janavs, J., Weiller, E., et al. (1998). мини-международное нейропсихиатрическое интервью (MINI): разработка и проверка структурированного диагностического психиатрического интервью для DSM-IV и ICD-10. J. Clin. Психиатрия 59 (Дополнение 20), 22–33.

Google Scholar

Сиу А. Л., Целевая группа превентивных служб США [Uspstf], Биббинс-Доминго, К., Гроссман, Д. К., и Бауман, Л. С. (2016). Скрининг депрессии у взрослых: рекомендация рабочей группы США по профилактическим услугам. JAMA 315, 380–387. DOI: 10.1001 / jama.2015.18392

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Спринкл, С. Д., Лурье, Д., Инско, С. Л., Аткинсон, Г., Джонс, Г. Л., Логан, А. Р. и др. (2002). Достоверность критериев, баллы сокращения серьезности и надежность повторного тестирования изобретателя Y-II депрессии Бека в выборке из университетских консультационных центров. J. Couns. Psychol. 49, 381–385. DOI: 10.1037 / 0022-0167.49.3.381

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Сун, Х.М., Ким, Дж. Б., Пак, Ю. Н., Бай, Д. С., Ли, С. Х. и Ан, Х. Н. (2008). Исследование надежности и валидности корейской версии инвентаризации депрессии Бека — II (BDI — II). J. Korean Soc. Биол. Ther. Психиатрия 14, 201–212.

Google Scholar

Титов Н., Уважаемый Б. Ф., Макмиллан Д., Андерсон Т., Цзоу Дж. И Сандерленд М. (2011). Психометрическое сравнение PHQ-9 и BDI-II для измерения ответа во время лечения депрессии. Cogn.Behav. Ther. 40, 126–136.

Google Scholar

Ван, Ю. П., и Горенштейн, К. (2013). Оценка депрессии у медицинских пациентов: систематический обзор полезности инвентаря депрессии Бека-II. Клиники 68, 1274–1287. DOI: 10.6061 / клиники / 2013 (09) 15

CrossRef Полный текст | Google Scholar

Whiting, P. F., Rutjes, A. W. S., Westwood, M. E., Mallett, S., Deeks, J. J., Reitsma, J. B., et al. (2011). QUADAS-2: обновленный инструмент для оценки качества исследований диагностической точности. Ann. Междунар. Med. 155, 529–536. DOI: 10.7326 / 0003-4819-155-8-201110180-00009

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Уильямс, Дж., Хирш, Э., Андерсон, К., Буш, А., Гольдштейн, С., Гриль, С., и др. (2012). Сравнение девяти шкал для выявления депрессии при болезни Паркинсона: какую шкалу использовать? Неврология 78, 998–1006. DOI: 10.1212 / WNL.0b013e31824d587f

PubMed Аннотация | CrossRef Полный текст | Google Scholar

Всемирная организация здравоохранения [ВОЗ], (2017 г.). Депрессия и другие распространенные психические расстройства: оценки состояния здоровья в мире. Женева: Всемирная организация здравоохранения.

Google Scholar

Wu, P. C., и Huang, T. W. (2014). Гендерная инвариантность реестра II депрессии Бека для тайваньских выборок подростков. Оценка 21, 218–226.

Google Scholar

Ю, С. К., Сковхольт, Т. М. (2001). Межкультурное исследование выражения депрессии и обращения за помощью: сравнительное исследование американских и корейских студентов колледжей. J. Coll. Couns. 4, 10–19.

Google Scholar

Ю, С. В., Ким, Ю. С., Но, Дж. С., О, К. С., Ким, К. Х., НамКунг, К. и др. (2006). Срок действия корейской версии мини-международного психоневрологического интервью. Настроение тревоги 2, 50–55.

Google Scholar

Юден, У. Дж. (1950). Индекс рейтинговых диагностических тестов. Рак 3, 32–35.

Google Scholar

Зич, Дж. М., Аткиссон, К. К., и Гринфилд, Т.К. (1990). Скрининг депрессии в клиниках первичной медико-санитарной помощи: CES-D и BDI. Внутр. J. Psychiatry Med. 20, 259–277.

Google Scholar