RESULTSBefore discussing the main r

RESULTS
Before discussing the main results of the present study, some general remarks
are in order. To begin with, a comparison of the ADHD-Q and SDQ scores with
those of clinically referred children in earlier studies (Goodman, 1994; Scholte
& Van der Ploeg, 1998) indicated that children in the current study not only
displayed ADHD symptoms in the clinical range (see Table I), but also suffered
from high levels of other problems (Wilens et al., 2002). That is, prior to the
intervention, mean SDQ difficulties scores (without symptoms of hyperactivityinattention)
were 13.1 (SD = 5.1) for the parent version, 9.8 (SD = 5.7) for the
teacher version, and 9.2 (SD = 6.2) for the child self-report version. Furthermore,
in keeping with previous psychometric research (Muris et al., 2003; Scholte &
Van der Ploeg, 1998), questionnaires were generally reliable in terms of internal
consistency. Most Cronbach’s alphas were larger than 0.60, notwithstanding the
fact that most scales only consisted of a limited set of items.
A series of (repeated measure) analyses of variance performed on the
ADHD-Q scores on the three assessment occasions demonstrated that there weresignificant time effects for all scales, except for the self-report version of the impulsivity
scale (Fs ≥ 12.0, ps < 0.01). As can be seen in Table I, ADHD-Q scores
were fairly stable from the baseline- to the pre-intervention assessment. This was
also shown by the test-retest correlation coefficients on various ADHD-Q scales,
which were all in the 0.90 range. As hypothesized, the stimulant medication intervention
yielded clear reductions in ADHD-Q scores. More specifically, with
the exception of self-reported impulsivity, post-hoc tests indicated that there were
significant changes in ADHD symptom levels from the pre- to post-intervention
assessment (all ps < 0.05/4).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ผลลัพธ์ก่อนสนทนาผลลัพธ์หลักของการศึกษาปัจจุบัน บางหมายเหตุทั่วไปอยู่ในใบสั่ง เริ่มต้นกับ การเปรียบเทียบคะแนน SDQ และ Q ภาระผูกพันด้วยของเด็กทางคลินิกอ้างอิงในการศึกษาก่อนหน้า (คลา 1994 Scholteและ van der Ploeg, 1998) ระบุว่า เด็กในปัจจุบันเรียนไม่เท่านั้นแสดงอาการภาระผูกพันในช่วงทางคลินิก (ดูตารางผม), แต่ยัง ประสบจากระดับสูงของปัญหาอื่น ๆ (Wilens et al., 2002) นั่นคือ ก่อนหน้านี้แทรกแซง คะแนนเฉลี่ยของความยากลำบาก SDQ (โดยไม่มีอาการของ hyperactivityinattention)ได้ 13.1 (SD = 5.1) สำหรับเวอร์ชันหลัก 9.8 (SD = 5.7) สำหรับการรุ่นครู และ 9.2 (SD = 6.2) รุ่นรายงานตนเองของเด็ก นอกจากนี้เพื่อวิจัย psychometric ก่อนหน้า (Muris et al., 2003 Scholte และVan der Ploeg, 1998), แบบสอบถามมีความน่าเชื่อถือโดยทั่วไปในภายในความสอดคล้องกัน Alphas Cronbach ส่วนใหญ่ได้มากกว่า 0.60 ถึงกระนั้นการความจริงที่ว่า ส่วนใหญ่เกล็ดเท่านั้นประกอบด้วยชุดจำกัดสินค้าชุดของผลต่างของวิเคราะห์ (วัดซ้ำ) ดำเนินการเกี่ยวกับการภาระผูกพัน-Q คะแนนครั้งสามแสดงว่ามี weresignificant เวลาผลสำหรับเครื่องชั่งน้ำหนักทั้งหมด ยกเว้น impulsivity ที่รุ่นรายงานตนเองมาตราส่วน (Fs ≥ 12.0, ps < 0.01) สามารถเห็นได้ในตาราง I, Q ภาระผูกพันคะแนนมีธรรมที่มั่นคงจากพื้นฐาน - การประเมินก่อนการแทรกแซง นี้แสดง โดยสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ retest ทดสอบบนเครื่องชั่งน้ำหนัก Q ภาระผูกพันต่าง ๆซึ่งมีทั้งหมดในช่วง 0.90 เป็นการตั้งสมมติฐานว่า แทรกแซงยากระตุ้นผลลดล้างในคะแนน Q ภาระผูกพัน อื่น ๆ โดยเฉพาะ มีข้อยกเว้นของ impulsivity รายงานด้วยตนเอง ทดสอบแบบเฉพาะกิจประกาศระบุว่า มีเปลี่ยนแปลงที่สำคัญในระดับอาการภาระผูกพันจากการล่วงหน้าเพื่อแทรกแซงหลังประเมิน (ps ทั้งหมด < 0.05/4)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ผลก่อนที่จะคุยผลหลักของการศึกษาในปัจจุบันบางคำพูดทั่วไปอยู่ในลำดับที่ เริ่มต้นด้วยการเปรียบเทียบคะแนนสมาธิสั้น-Q และ SDQ กับพวกเด็กๆ เรียกทางการแพทย์ในการศึกษาก่อนหน้านี้ (กู๊ดแมน, 1994; Scholte และแวนเดอร์ Ploeg, 1998) แสดงให้เห็นว่าเด็กที่อยู่ในการศึกษาในปัจจุบันไม่เพียง แต่แสดงอาการสมาธิสั้นในช่วงทางคลินิก (ดูตารางฉัน) แต่ยังได้รับความเดือดร้อนจากระดับสูงของปัญหาอื่นๆ (Wilens et al., 2002) นั่นคือก่อนที่จะมีการแทรกแซงหมายถึงความยากลำบาก SDQ คะแนน (ไม่มีอาการของ hyperactivityinattention) เป็น 13.1 (SD = 5.1) สำหรับรุ่นแม่ 9.8 (SD = 5.7) สำหรับรุ่นครูและ9.2 (SD = 6.2) สำหรับ เด็กรุ่นรายงานตนเอง นอกจากนี้ในการรักษาด้วยการวิจัยทางจิตวิทยาก่อนหน้า (Muris et al, 2003;. Scholte และแวนเดอร์Ploeg, 1998) แบบสอบถามเป็นที่เชื่อถือได้โดยทั่วไปในแง่ของภายในสอดคล้อง alphas ครอนบาคมากที่สุดมีขนาดใหญ่กว่า 0.60 แต่อย่างไรก็ตามความจริงที่ว่าเครื่องชั่งน้ำหนักส่วนใหญ่ประกอบด้วยชุดจำกัด ของรายการ. ชุด (วัดซ้ำ) การวิเคราะห์ความแปรปรวนดำเนินการในคะแนนสมาธิสั้น-Q ในสามครั้งการประเมินแสดงให้เห็นว่ามี weresignificant เวลา ผลกระทบสำหรับเครื่องชั่งทั้งหมดยกเว้นสำหรับรุ่นรายงานตนเองของ impulsivity ขนาด (Fs ≥ 12.0 PS <0.01) ที่สามารถเห็นได้ในตารางที่ผมคะแนนสมาธิสั้น-Q ค่อนข้างมีเสถียรภาพจาก baseline- เพื่อการประเมินผลก่อนการแทรกแซงที่ นี่คือการแสดงให้เห็นโดยการทดสอบซ้ำค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์บนตาชั่งสมาธิสั้น-Q ต่าง ๆ ซึ่งทุกคนในช่วง 0.90 ในฐานะที่เป็นสมมติฐานการแทรกแซงยากระตุ้นให้ผลชัดเจนในการลดคะแนนสมาธิสั้น-Q โดยเฉพาะอย่างยิ่งกับข้อยกเว้นของ impulsivity ตนเองรายงานการทดสอบ post-hoc ชี้ให้เห็นว่ามีการเปลี่ยนแปลงที่สำคัญในระดับอาการสมาธิสั้นจากก่อนที่จะโพสต์แทรกแซงการประเมิน(ทุก PS <0.05 / 4)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ผลลัพธ์
ก่อนที่จะพูดถึงผลลัพธ์หลักของการศึกษาปัจจุบัน บางความเห็นทั่วไป
เป็นลำดับ เพื่อเริ่มต้นกับ , เปรียบเทียบและ adhd-q sdq คะแนนกับ
ผู้เรียกเด็กในทางการแพทย์การศึกษาก่อนหน้านี้ ( Goodman , 1994 ; โชลต์
& ฟาน เดอร์ ploeg , 1998 ) พบว่าเด็กในการศึกษาในปัจจุบันไม่เพียง
แสดงอาการสมาธิสั้นในช่วงคลินิก ( ดูตารางผม )แต่ยังได้รับความเดือดร้อน
จากระดับสูงของปัญหาอื่น ๆ ( wilens et al . , 2002 ) นั่นคือ ก่อนที่จะ sdq
แทรกแซงหมายถึงปัญหาคะแนน ( ไม่มีอาการของ hyperactivityinattention )
( 13.1 ( SD = 5.1 ) สำหรับผู้ปกครองรุ่น 9.8 ( SD = 5.7 )
ครูรุ่นและ 9.2 ( SD = 6.2 ) สำหรับเด็กเยาวชนรุ่น นอกจากนี้
ในการรักษาด้วยการวิจัยทางจิตวิทยา ก่อนหน้านี้ ( มูริส et al . , 2003 ; โชลต์&
ฟาน เดอร์ ploeg , 1998 ) , แบบสอบถามเชื่อถือได้โดยทั่วไปในแง่ของความสอดคล้องภายใน

ส่วนใหญ่มีค่าอัลฟ่ามีขนาดใหญ่กว่า 0.60 , แม้จะมีข้อเท็จจริงที่ว่าเกล็ด
ส่วนใหญ่ประกอบด้วยชุด จำกัด ของรายการ
ชุด ( การวิเคราะห์ความแปรปรวนชนิดวัดซ้ำ )
)adhd-q คะแนนสามการประเมินโอกาสแสดงให้เห็นว่าผลเวลามีกันทุกระดับ ยกเว้น 5 รุ่นของหุนหันพลันแล่น
ขนาด ( FS ≥ 12.0 , PS < 0.01 ) ที่สามารถเห็นได้ในโต๊ะผม adhd-q คะแนน
ค่อนข้างคงที่จากพื้นฐาน - ก่อนการแทรกแซงการประเมินผล นี้คือ
ยังแสดงโดยหาค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ในระดับ adhd-q ต่างๆ
ซึ่งทั้งหมดใน 1 ช่วง เป็นสมมติฐานที่ซื้อยาจากการแทรกแซง
ชัดเจน ( คะแนน adhd-q . มากขึ้นโดยเฉพาะกับ
ข้อยกเว้นของ self-reported หุนหันพลันแล่น Post Hoc Tests , พบว่า
การเปลี่ยนแปลงในระดับอาการ ADHD จาก pre - โพสต์การประเมินการแทรกแซง
( PS < 0.05 / 4 )