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目的：ADHDのない成人のDSM-IV成人ADHD自己報告スケール（ASRS）v1.1スクリーナーのテストと再テストの信頼性を調べる。以前の研究では、非ADHDコントロールにおけるスクリーナーのテストと再テストの信頼性を調べていません。 方法：被験者は、プライマリケア医（PCP）待合室（T1）でスクリーナーを完了しました。ADHD（n = 104）（<4/6の重要なスクリーナー項目）の症状を否定した人は、電話でさらに評価されました（T2）。T2には、完全なASRS v1.1症状チェックリスト（スクリーナーの6つのアイテムが含まれている）の電話管理が含まれていました。T1とT2の間のスピアマンの相関とクラス内相関係数（ICC）は、総スクリーナースコアと各スクリーナーアイテムについて計算されました。McNemar-Bowkerテストは、Screenerの合計スコアと各アイテムに対して実施され、T1からT2への大幅な変化を確認しました。 結果：スクリーナーT1およびT2の合計スコアは、個々のアイテムと同様に、SpearmanのRho = 0.78、P <0.0001）に有意に相関していました。さまざまな人口統計学的要因と精神医学的条件を制御する場合、相関は重要なままでした。有意なスピアマン相関、スクリーナーの合計スコアのICCS、および各アイテムのICCも有意であることを確認しました（ICC = 0.75、P <0.0001）。McNemar-Bowkerテストでは、スクリーナーの合計スコアとIAアイテムに有意差はありませんでした。ただし、H-I項目はT1対T2でやや高かった。 結論：DSM-IV ASRS V1.1スクリーナーは、ADHDのない患者のテストと再テストの信頼性が高い。
目的：ADHDのない成人のDSM-IV成人ADHD自己報告スケール（ASRS）v1.1スクリーナーのテストと再テストの信頼性を調べる。以前の研究では、非ADHDコントロールにおけるスクリーナーのテストと再テストの信頼性を調べていません。 方法：被験者は、プライマリケア医（PCP）待合室（T1）でスクリーナーを完了しました。ADHD（n = 104）（<4/6の重要なスクリーナー項目）の症状を否定した人は、電話でさらに評価されました（T2）。T2には、完全なASRS v1.1症状チェックリスト（スクリーナーの6つのアイテムが含まれている）の電話管理が含まれていました。T1とT2の間のスピアマンの相関とクラス内相関係数（ICC）は、総スクリーナースコアと各スクリーナーアイテムについて計算されました。McNemar-Bowkerテストは、Screenerの合計スコアと各アイテムに対して実施され、T1からT2への大幅な変化を確認しました。 結果：スクリーナーT1およびT2の合計スコアは、個々のアイテムと同様に、SpearmanのRho = 0.78、P <0.0001）に有意に相関していました。さまざまな人口統計学的要因と精神医学的条件を制御する場合、相関は重要なままでした。有意なスピアマン相関、スクリーナーの合計スコアのICCS、および各アイテムのICCも有意であることを確認しました（ICC = 0.75、P <0.0001）。McNemar-Bowkerテストでは、スクリーナーの合計スコアとIAアイテムに有意差はありませんでした。ただし、H-I項目はT1対T2でやや高かった。 結論：DSM-IV ASRS V1.1スクリーナーは、ADHDのない患者のテストと再テストの信頼性が高い。
OBJECTIVES: To examine the test-retest reliability of the DSM-IV Adult ADHD Self-Report Scale (ASRS) v1.1 Screener in adults without ADHD. Prior studies have not examined test-retest reliability of the Screener in non-ADHD controls. METHODS: Subjects completed the Screener in a primary care physician (PCP) waiting room (T1); those who screened negative for ADHD (n = 104) (<4/6 significant Screener items) symptoms were further assessed on the phone (T2). T2 included phone administration of the full ASRS v1.1 Symptom Checklist (which contains the six items from the Screener). Spearman's correlations and intra-class correlation coefficients (ICCs) between T1 and T2 were calculated for the total Screener score and for each Screener item. McNemar-Bowker tests were conducted for the Screener total score and each item to check for significant changes from T1 to T2. RESULTS: Screener T1 and T2 total scores were significantly correlated (Spearman's rho = 0.78, P < 0.0001), as were individual items. Correlations remained significant when controlling for a variety of demographic factors and psychiatric conditions. Confirming the significant Spearman correlations, ICCs for Screener total score and each item were also significant (ICC = 0.75, P < 0.0001). The McNemar-Bowker tests showed no significant differences for Screener total score and for the IA items; however, the H-I items were somewhat higher at T1 versus T2. CONCLUSIONS: The DSM-IV ASRS v1.1 Screener has high test-retest reliability in patients without ADHD.
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