Introducere

deficit de Atenție/tulburare de hiperactivitate (ADHD) este una dintre cele mai comune copilărie tulburări psihologice (manual de diagnostic și statistică a tulburărilor mentale; DSM-5; Asociația Americană de Psihiatrie , 2013). Ghidurile de practică majore pentru ADHD, cum ar fi cea a Academiei Americane de Psihiatrie pentru copii și adolescenți (2007), au recomandat testarea inteligenței pentru evaluarea clinică a copiilor cu ADHD., Motivul major pentru aceasta este că până la 70% dintre copiii cu ADHD au tulburări de învățare comorbide (Mayes et al., 2000; Mayes și Calhoun, 2006), iar cunoștințele la nivel intelectual al unui individ pot facilita o mai bună înțelegere a tulburărilor de învățare., În plus, ca Scala de Inteligență Wechsler pentru Copii-Fourth Edition (WISC-IV; Wechsler, 2003) este cel mai des folosit test de inteligență (Gresham și Witt, 1997), o înțelegere cuprinzătoare a acesteia factor de structură la copiii cu ADHD ar fi de valoroase, deoarece ar putea duce la o mai bună înțelegere și mai multe informații valabile pe intelectuale, cognitive și abilitățile de învățare ale acestui grup. Studiul actual a examinat mai multe modele structurale propuse pentru WISC-IV la un grup de copii și adolescenți (denumiți de acum înainte copii) cu ADHD.,WISC-IV măsoară capacitatea intelectuală a copiilor între 6 și 16 ani. Acesta a fost dezvoltat pentru a oferi o măsură generală a capacității cognitive generale, precum și măsuri de funcționare intelectuală în înțelegerea verbală (VC), raționamentul Perceptual (PR), memoria de lucru (WM) și viteza de procesare (PS). Subscalele VC, PR, WM și PS oferă scoruri pentru indicele de înțelegere verbală (VCI), Indicele de raționament Perceptual (PRI), indicele memoriei de lucru (WMI) și, respectiv, indicele vitezei de procesare (PSI)., Împreună, VCI, PRI, WMI și PSI oferă nivelul general de inteligență, sau full Scale IQ (FSIQ). Deși versiunea completă a WISC-IV are 15 subtesturi, doar zece sunt considerate core și sunt utilizate mai des la testarea inteligenței (Wechsler, 2003). Subtesturile de bază pentru VC sunt vocabularul, asemănările și înțelegerea. Subtesturile de bază pentru PR sunt proiectarea blocurilor, conceptele de imagine și raționamentul matricei. Subtestările de bază pentru WM sunt intervalul de cifre și secvențierea numărului de Litere, iar subtestările de bază pentru PR sunt codificarea și căutarea simbolurilor., Celelalte cinci subtesturi, care sunt denumite subtesturi suplimentare, sunt informații și raționament cuvânt (parte din VC), completarea imaginii (parte din PR), aritmetică (parte din WM) și Anulare (parte din PS).structura factorului pentru subtestele de bază ale WISC-IV a fost examinată într-o serie de studii care au implicat copii comunitari și clinici, inclusiv cei cu tulburări de învățare (de exemplu, Wechsler, 2003; Keith, 2005; Watkins et al., 2006; Sattler, 2008; Bodin și colab., 2009; Watkins, 2010; Devena și colab., 2013; Nakano și Watkins, 2013; Watkins și colab.,, 2013; Canivez, 2014; Styck și Watkins, 2016). În cadrul acestor studii, a fost raportat suport pentru un model oblic cu patru factori, un model de factor de ordin superior și un model bifactor. Modelul oblic cu patru factori are factori pentru VC, PR, WM și PS, corespunzând subscalelor pentru VC, PR, WM și PS. Modelul factorului de ordin superior are factori de ordinul întâi pentru VC, PR, WM și PS și un singur factor general de ordin superior., În acest model, factorul general captează variațiile comune ale tuturor factorilor de ordinul întâi, iar factorii de ordinul întâi captează covarianța între subtestele care cuprind factorii. Modelul bifactor este un model ortogonal, cu cinci factori primari. În acest model, toate subtestele se încarcă pe un factor general și fiecare subtest se încarcă pe propriul factor specific (VC, PR, WM sau PS)., Factorul general captează covarianța tuturor subtestelor, iar factorii specifici VC, PR, WM și PS captează covarianța unică a subtestelor din cadrul acestora după eliminarea covarianței capturate de factorul general. Astfel, factorii specifici captează variația lor unică. Cele patru factori oblici, factorul de ordine superioară și modelele bifactor sunt prezentate în figura Figure11., Cu excepția studiului de Nakano și Watkins (2013), alte studii care au comparat oblic patru-factor model, cel mai mare factor de ordinul model, și bifactor model au raportat mai mult sprijin pentru bifactor model decât patru-factor oblic model și cel mai mare factor de ordinul model (Watkins, 2010; Devena et al., 2013; Watkins și colab., 2013; Canivez, 2014; Styck și Watkins, 2016). Nakano și Watkins au raportat cel mai mult suport pentru modelul factorului de ordin superior, deși diferă minim de modelul bifactor.,pentru modelul bifactorului WISC-IV, O serie de studii anterioare au raportat varianța comună explicată (ECV; Reise et al., 2013a), precum și subtestele omega ierarhice (wh) și omega (ws; McDonald, 1999; Zinbarg și colab., 2005) a factorilor generali și, respectiv, specifici. ECV al unui factor general este varianța comună explicată prin factorul general împărțit la varianța comună totală. ECV al unui factor specific este varianța comună explicată prin factorul specific împărțit la varianța comună totală., ECV al factorului general va fi ridicat ori de câte ori există o mică variație comună dincolo de cea a factorului general. Astfel, valorile ridicate indică prezența unei dimensiuni generale în modelul bifactorului (Reise et al ., 2013a). Valoarea wh a factorului general poate fi interpretată ca un indice bazat pe model al fiabilității consistenței interne a scalei totale (Brunner et al., 2012). Wh poate fi, de asemenea, interpretat ca un estimator al cât de multă variație în scorurile însumate (standardizate) poate fi atribuită factorului general unic (McDonald, 1999)., Se obține prin împărțirea cantității de varianță explicată de factorul general într-o scală la cantitatea totală de varianță explicată de toate elementele din scală. Valoarea ws a unui factor specific poate fi interpretată ca un indice bazat pe model al fiabilității consistenței interne a scalei specifice și un estimator al cantității de variație a scorurilor însumate (standardizate) poate fi atribuită factorului specific (McDonald, 1999; Brunner et al., 2012)., Se calculează prin împărțirea cantității de varianță explicată de factorul specific la cantitatea totală de varianță explicată de toate elementele din scală. Valorile pentru wh și ws variază de la 0 la 1, 0 indicând lipsa fiabilității și 1 reflectând fiabilitatea perfectă. Potrivit lui Reise și colab. (2013a), valorile wh și ws de cel puțin 0,75 sunt preferate pentru interpretarea semnificativă a unei scări.,

datele Existente pentru WISC-IV bifactor model arată că ECV de factorul general este între 2 și 3 ori mai mult decât combinate ECV de factori specifici, cu aproape toate variație în subteste, fiind explicat mai mult prin factorul general decât respective factori specifici (Watkins, 2010; Devena et al., 2013; Watkins și colab., 2013; Canivez, 2014; Styck și Watkins, 2016). De asemenea, wh al factorului general este mult mai mare (variind de la 0,67 la 0,87) decât valorile ws ale celor patru factori specifici (variind de la 0,10 la 0,53; Watkins, 2010; Devena și colab.,, 2013; Watkins și colab., 2013; Canivez, 2014; Styck și Watkins, 2016), adăugarea de suport pentru utilizarea FSIQ scor de peste indicele scoruri. Aceste constatări indică sprijinul pentru prezența unei dimensiuni generale în modelul bifactorului și că numai factorul general poate fi interpretat în mod semnificativ. Pentru subtestele de bază, cel puțin trei studii au examinat structura factorului WISC-IV pentru grupurile de copii cu ADHD (Yang et al., 2013; Styck și Watkins, 2014; Thaler și colab., 2015)., În toate aceste studii, sa găsit sprijin pentru modelul oblic cu patru factori. De asemenea, a fost găsit suport pentru modelul cu factor de ordin superior (Styck and Watkins, 2014). Deși studiul de Styck și Watkins (2014) a raportat alegere bună pentru bifactor model, acest model a fost respins ca inadmisibil soluție (o varianță reziduală a fost negativ). Studiul realizat de Thaler și colab. (2015) a găsit suport pentru două modele oblice cu cinci factori, bazate pe modelul teoretic al inteligenței Cattell-Horn–Carroll (CHC) (McGrew, 2005)., Unul dintre aceste modele, numite aici oblic five-factor model SS, cuprinde factori pentru a cristalizat inteligenta (Gc; cuprinde Vocabular, Asemănări și Înțelegere), lichid de raționament (Gf; cuprinde Imaginea Concepte și Matricea de Raționament), procesare vizuala (Gv; cuprinde Design de Bloc și Simbol de Căutare), memorie pe termen scurt (Gsm; cuprinde Durata de Cifre și Litere–Numărul de Secvențiere), și PS (Gs; cuprinde Simbolul de Căutare și de Codificare). Acest model este prezentat și în figura Figure11., Cel de-al doilea model, numit aici modelul MR-SS cu cinci factori oblici, diferă de celălalt Model SS cu cinci factori oblici, specificând subtestul de raționament al matricei pentru încărcarea încrucișată pe factorul Gv. După cum va fi evident, ambele modele CHC nu sunt similare cu modelele WISC-IV inspirate oblice cu patru factori, de ordin superior sau bifactor.în ceea ce privește compararea modelelor, Styck and Watkins (2014) a găsit o potrivire mai bună pentru modelul factorului de ordin superior decât modelul oblic cu patru factori. Thaler și colab. (2015) a constatat că ambele modele cu cinci factori se potriveau mai bine decât modelul oblic cu patru factori., Deși modelul MR-SS cu cinci factori oblici a arătat o potrivire marginal mai bună decât modelul SS cu cinci factori oblici, modelul SS cu cinci factori oblici a fost adoptat ca model mai bun, deoarece subtestul raționamentului matricei din modelul Mr-SS cu cinci factori oblici nu s-a încărcat semnificativ pe factorul Gv. Pentru modelul factorului de ordin superior testat de Styck and Watkins (2014) și pentru modelul SS cu cinci factori oblici de ordin superior raportat de Thaler et al., (2015) factorul general a explicat mai multă variație decât factorii specifici pentru toate subtestările, cu excepția codării și a căutării simbolurilor (ambele subtestări PS). În studiul realizat de Styck and Watkins (2014), atât codificarea, cât și căutarea simbolurilor au avut aproximativ egal asupra factorilor specifici generali și PS. În studiul realizat de Thaler și colab. (2015) căutare simbol încărcat în mod egal pe factorul general și propriul său (PS) factor specific, și codificare a avut o încărcare mai mare pe propriul factor specific (PS). Pentru modelele de factori mai mari din and styck and Watkins (2014) și Thaler și colab., (2015) studii, ECV a factorului general a fost de aproximativ două ori ECV totală a tuturor factorilor specifici împreună. Styck și Watkins (2014), de asemenea, a raportat că wh valoare pentru factorul general (0.78) a fost mult mai mare decât ws valorile celor patru factori specifici (variind de la 0.09 la 0,34), indicând astfel că numai FSIQ avut sunet fiabilitate.,prin urmare, în general, majoritatea constatărilor pentru structura factorului subtestelor WISC-IV de bază la copiii cu ADHD sunt comparabile cu datele existente care implică comunitatea generală și copiii menționați la clinică, inclusiv cei cu tulburări de învățare (Watkins et al., 2006, 2013; Watkins, 2010; Devena și colab., 2013; Nakano și Watkins, 2013; Canivez, 2014; Styck și Watkins, 2016). În cadrul acestor studii, a fost raportat sprijin pentru modelul oblic cu patru factori și pentru modelul cu factor de ordin superior., Modelul oblic cu cinci factori bazat pe CHC și o structură de ordin superior a acestui model au fost, de asemenea, susținute atunci când au fost examinate toate cele 15 subtesturi WISC-IV (Keith et al., 2006; Chen și colab., 2009; Golay și colab., 2013).în ciuda asemănărilor în constatările privind copiii cu ADHD și copiii din comunitatea generală și clinici, dorim să argumentăm că există limitări în constatările existente privind structura factorului WISC-IV la copiii cu ADHD. În primul rând, au existat doar trei studii care au implicat copii cu ADHD (Yang et al.,, 2013; Styck și Watkins, 2014; Thaler și colab., 2015), cu un singur studiu care raportează aplicabilitatea modelului factorului de ordin superior (Styck and Watkins, 2014) și modelul oblic cu cinci factori (Thaler et al., 2015). În al doilea rând, studiul de Styck și Watkins (2014), singurul studiu care a testat aplicabilitatea bifactor model pentru copiii cu ADHD, nu a găsit o soluție admisibilă pentru acest model. Ca acest studiu a folosit un eșantion mic (N = 233), este posibil ca, cu 30 de parametri de estimat în bifactor model, acest lucru ar putea fi contribuit la inadmisibilă soluția., Dat fiind, în general, sprijin puternic pentru bifactor model în comunitate și clinica-menționate probe, nu este exclus ca cu eșantioane mari, în bifactor model va fi, de asemenea, sprijinite pentru copiii cu ADHD. În al treilea rând, după cum a subliniat Styck and Watkins (2014), relevanța tuturor constatărilor lor pentru copiii cu ADHD este incertă., Acest lucru este din cauza ca școală multidisciplinară echipele de evaluare au fost responsabili pentru efectuarea de eligibilitate decizii pe care a trebuit să adere la Persoanele Cu Dizabilități Educație Îmbunătățirea Act (2004), copiii identificați ca având ADHD nu poate fi comparabil cu eșantioane de copii cu ADHD diagnosticat convenționale în sănătatea mintală a copilului clinici., În al patrulea rând, ca studiu de Styck și Watkins (2014) nu a luat în considerare starea de medicatie de participanți, acesta nu poate fi exclus faptul că rezultatele lor nu au fost încurcați de medicamente efecte, ca utilizarea pe termen lung de medicamente a fost demonstrat de a influenta IQ-ul copiilor cu ADHD (Gillberg et al., 1997; Gimpel și colab., 2005).,

o Altă limitare este că IQ-ul deși a fost în mod constant dovedit a fi asociate cu realizarea academice (Naglieri și Bornstein, 2003), în prezent, nici un studiu nu a analizat validitatea predictivă a factorilor în bifactor model al WISC-IV, modelat în termeni de un factor general și factori specifici reprezentând indicele scale (VC, PR, WM, și PS)., Folosind analiza de regresie multiplă a observat scoruri pentru WISC-IV FSIQ, VCI, PRI, WMI, și PSI, studii care implică non-ADHD probe au raportat că indicele scoruri oferi doar ușor suplimentare variație în predicția rezultatelor școlare, inclusiv citire și aritmetică (atac cardiac et al., 2006; Canivez și colab., 2014). Un studiu recent (Beaujean et al.,, 2014), de asemenea, cu un non-ADHD eșantion care a modelat toate de bază și suplimentare teste ale WISC-IV în ceea ce privește Cattell–Horn–Carroll (CHC; Schneider și McGrew, 2012) teoria abilitățile cognitive au arătat că factorul general a avut o mai puternică asociere cu citire și aritmetică decât oricare dintre factori specifici. Rezultate similare au fost raportate pentru Wechsler Adult Intelligence Scale – a Patra Ediție (WAIS-IV; Wechsler, 2008) bifactor model cu un factor general și factorii de indicele scale (Kemner et al., 2015)., Pe baza acestor constatări, se poate specula că factorul general de inteligență ar fi, de asemenea, asociat cu abilitățile academice ale copiilor cu ADHD. Cu toate acestea, ca capacitate scăzută de citire (Gathercole et al., 2006; Alloway și colab., 2009; Alloway și Alloway, 2010) și capacitatea de aritmetica (Bull și Scerif, 2001; Swanson și Sachse-Lee, 2001) au fost legate de săraci WM, si ca WM defecte au fost puternic asociate cu ADHD (Martinussen et al., 2005; Willcutt și colab., 2005; Walshaw și colab.,, 2010), factorul specific WM (care captează capacitatea WM care este independentă de inteligența generală) poate fi, de asemenea, asociat cu abilitățile de realizare academică.având în vedere limitările existente, primul obiectiv al studiului actual a fost de a examina structura factorilor celor zece subtesturi de bază WISC–IV într-un grup mare (n = 812) de copii cu ADHD, toți diagnosticați direct folosind criteriile DSM-IV TR (American Psychiatric Association , 2000) ADHD., Întrucât erau noi în serviciile de sănătate mintală, niciunul dintre ei nu luase medicamente și nu luase medicamente în niciun moment înainte sau în timpul testării. În concordanță cu modelele susținut anterior, studiul a examinat următoarele modele: un oblice de ordinul întâi cu patru-factor model, CHC pe baza oblic five-factor model SS, de ordin superior și bifactor modele bazate pe patru-factor model, și un ordin mai mare factor model bazat pe cinci factori SS model., Deoarece cruce-factor model coeficienți nu sunt permise într-o CFA bifactor model (ca denaturează estimări ale parametrilor; Rios și Wells, 2014), echivalentul bifactor versiune de cinci factor SS modelul nu a fost testat ca are cross-încărcări pentru Simbolul de Căutare., Pentru a reduce confuzia, oblic patru-factor și cinci-factor de modele vor fi menționate ca WISC/patru-factor model și CHC/five-factor model, respectiv, cel mai mare factor de ordinul modelele cu patru si cinci factori principali va fi de mentionat ca WISC/ordin mai mare factor de model și CHC/ordin superior factor model, respectiv; și bifactor modele cu patru factori specifici care va fi menționată ca WISC/bifactor model. Cele cinci modele testate sunt prezentate în figura Figure11., Al doilea scop al studiului a fost de a examina ECV și fiabilitatea consistenței interne bazate pe model pentru factorii din modelul selectat ca model optim. Al treilea scop a fost de a examina modul în care factorii generali și specifici din modelul bifactor au prezis citirea și aritmetica. Pe baza constatărilor anterioare care au implicat copii cu ADHD și copii în general, am prezis suport pentru toate modelele testate, modelul WISC/bifactor fiind cel mai potrivit model., Pentru acest model, ne-am așteptat ca, cu excepția codării și a căutării simbolurilor, coeficienții modelului factorului subtestelor pe factorii generali să fie relativ mai mari decât pe factorii specifici. De asemenea, ne-am așteptat ca valorile ECV și wh pentru factorul general să fie relativ mai mari decât valorile ECV și ws pentru factorii specifici. De asemenea, ne-am așteptat ca factorul general și factorii specifici WM să prezică abilitățile de citire și aritmetică.