Satisfaction and the Drive for Thin

Satisfaction and the Drive for Thinness subscales (Garner et al., 1983),
and self-reported height and weight.1 In the control where dietconsciousness
was not activated, the same questionnaire was administered,
but after the consumer activismquestionnaire and after exposure
to the M&Ms.
In measuring diet-consciousness, we followed SNMM by using a
median split based on Herman and Polivy's (1980) 10-item Dietary Restraint
scale in the Body Image questionnaire creating higher and lower
diet-consciousness groups.
While manipulated andmeasured diet-consciousness were crossed,
there was a potential order-effect as the measure of diet-consciousness
was included in the manipulation of diet-consciousness. An ANOVA
showed that measured diet-consciousness did not vary by whether it
was measured prior to exposure to the M&Ms (in the consumer activismstudy)
or after (F(1,99)=0.01, NS).We had no a priori expectation
of whether and how manipulated and measured diet-consciousness
might interact.
Subjects ate an average of 19.4 g (or 10%) of the 200 g ofM&Ms that
they were provided. Over half (57.4%) ate none of the M&Ms, and those
that ate any of theM&Ms ate 43.2 g on average. An ANOVA found amain
effect of activated diet-consciousness (MADC=29.3 g vs MNDC=9.0 g,
F(1,93) = 22.2, p b .001), measured diet-consciousness (MHDC =
17.0 g vs MLDC = 22.0 g, F(1,93) = 5.4, p = .02) and of partitioning
(M1 × 200 = 14.9 g vs M4 × 50 = 24.7 g, F(1,93) = 8.63, p = .004).
More important, the interaction of partitioning with manipulated dietconsciousness
was significant (F(1,93) = 12.97, p = .001, see Fig. 1),
replicating the results of DPZ, and the interaction of partitioning with
measured diet-consciousness was significant (F(1,93) = 6.51, p =
.012, see Fig. 1), replicating the results of SNMM (Studies 2 and 3).
Significantly more was consumed from the 4 × 50 g packages thanthe 1 × 200 g when diet-consciousness was activated (M4 × 50 g =
46.5 g vs M1 × 200 g = 17.6 g,2 F(1,53) = 7.57, p = 0.008). While the
higher diet-consciousness group also showed thatmore was consumed
from the 4 × 50 g than the 1 × 200 g packages, the result was not
significant (M4 × 50 g = 22.0 g vs M1 × 200 g = 12.7 g, F(1,50) = 1.40,
p = 0.242).
A third two-way interaction, the interaction of manipulated dietconsciousness
with measured diet-consciousness was also significant
(F(1,93) = 6.51, p = .012). An examination of the means suggests
the lower diet-consciousness group ate more after activation of dietconsciousness
(37.9 g vs 22.5 g) while the consumption by the higher
diet-consciousness group was little affected by activation (10.1 g vs
8.0 g).
In sum, we replicated the partitioning paradox such that consumption
by the diet-conscious appears to be higher from partitioned than
unpartitioned portions, but the result attributable to measured and
therefore individual diet-consciousness was more equivocal as was observed
in SNMM.We believe that this may be attributed to the fact that
the scale measuring dietary-consciousness was poor. The coefficient
alpha for Herman and Polivy (1980) was low (α = 0.54). In addition,
themeasure of diet-consciousnesswas uncorrelated to apparently obvious
measures of diet-consciousness such as “Are you currently on a
diet?” suggesting that the measure lacked validity (Rossiter, 2002).
The interaction of manipulated with measured diet-consciousness reported
above suggests that the manipulation may have washed out
measured diet-consciousness, particularly among the lower group.
In order to get some idea of the size of the partitioning paradox
effect, we conducted a meta-

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ความพึงพอใจและไดรฟ์สำหรับ subscales กุ้งแห้ง (ที่การ์เนอร์ et al., 1983)
และตนเองรายงานความสูงและ weight.1 ในการควบคุมที่ dietconsciousness
ไม่ได้เปิดใช้งานแบบสอบถามเดียวกันยา
แต่หลังจาก activismquestionnaire
ผู้บริโภคและหลังจากการสัมผัสกับM & Ms.
ในการวัดการรับประทานอาหารที่มีสติเราตาม SNMM
โดยใช้การแบ่งเฉลี่ยอยู่บนพื้นฐานของเฮอร์แมนและPolivy ของ (1980) 10
รายการอาหารจานขนาดในแบบสอบถามภาพร่างกายสร้างที่สูงขึ้นและต่ำกว่ากลุ่มอาหารที่มีสติ. ในขณะที่การจัดการ andmeasured อาหารที่มีสติ ถูกข้ามมีการที่มีศักยภาพเพื่อผลเป็นตัวชี้วัดของการรับประทานอาหาร-สติถูกรวมอยู่ในการจัดการของอาหารที่มีสติ ANOVA แสดงให้เห็นว่าวัดอาหารที่มีสติไม่ได้แตกต่างกันไปไม่ว่าจะวัดก่อนที่จะสัมผัสกับ M & Ms (ใน activismstudy ผู้บริโภค) หรือหลัง (F (1,99) = 0.01, NS) เราไม่ได้มีความคาดหวังเบื้องต้นของไม่ว่าจะเป็นวิธีการจัดการและการวัดและการรับประทานอาหารที่มีสติอาจโต้ตอบ. วิชากินเฉลี่ย 19.4 กรัม (หรือ 10%) ของ 200 กรัม OFM & Ms ที่พวกเขามีให้ กว่าครึ่งหนึ่ง (57.4%) กินไม่มีการ M & Ms และผู้ที่กินๆ ของพวกเขาและนางสาวกิน 43.2 กรัมโดยเฉลี่ย ANOVA พบดุเดือดผลของอาหารที่มีสติเปิดใช้งาน(MADC = 29.3 กรัมเทียบ MNDC = 9.0 กรัมF (1,93) = 22,2, PB 001) วัดอาหารที่มีสติ (MHDC = 17.0 กรัมเทียบ MLDC = 22.0 กรัม F (1,93) = 5.4, p = 0.02) และแบ่งพาร์ทิชัน(M1 × 200 = 14.9 กรัมเทียบกับ M4 × 50 = 24.7 กรัม F (1,93) = 8.63, p = 0.004). ที่สำคัญกว่านั้น ปฏิสัมพันธ์ของการแบ่งกับ dietconsciousness Manipulated อย่างมีนัยสำคัญ (F (1,93) = 12.97, p = 0.001, ดูรูปที่ 1)., จำลองผลการ DPZ และปฏิสัมพันธ์ของการแบ่งกับวัดอาหารจิตสำนึกอย่างมีนัยสำคัญ(F (1,93) = 6.51, p = 0.012, ดูรูปที่ 1). จำลองผลการ SNMM (การศึกษาที่ 2 และ 3). อย่างมีนัยสำคัญมากขึ้นถูกครอบงำจาก 4 × 50 กรัมแพคเกจ thanthe 1 × 200 กรัมเมื่อ diet- สติถูกเปิดใช้งาน (M4 × 50 กรัม = 46.5 กรัมเทียบกับ M1 × 200 กรัม = 17.6 กรัม 2 F (1,53) = 7.57, p = 0.008) ในขณะที่กลุ่มอาหารที่มีจิตสำนึกที่สูงขึ้นยังแสดงให้เห็น thatmore ถูกครอบงำจาก4 × 50 กรัมกว่า 1 × 200 แพคเกจกรัมผลที่ได้ไม่อย่างมีนัยสำคัญ(M4 × 50 กรัม = 22.0 กรัมเทียบกับ M1 × 200 กรัม = 12.7 กรัม F ( 1,50) = 1.40, p = 0.242). ปฏิสัมพันธ์สองทางสามปฏิสัมพันธ์ของ dietconsciousness จัดการกับวัดอาหารที่มีสติก็ยังเป็นอย่างมีนัยสำคัญ(F (1,93) = 6.51, p = 0.012) การตรวจสอบในวิธีที่แสดงให้เห็นกลุ่มอาหารจิตสำนึกต่ำกินมากขึ้นหลังจากที่เปิดใช้งานของ dietconsciousness (37.9 กรัมเทียบกับ 22.5 กรัม) ในขณะที่การบริโภคที่สูงกว่ากลุ่มอาหารที่มีสติได้รับผลกระทบเพียงเล็กน้อยจากการกระตุ้น(10.1 กรัมเทียบกับ8.0 g). โดยสรุป เราจำลองแบบความขัดแย้งแบ่งพาร์ทิชันดังกล่าวว่าการบริโภคโดยปรากฏการรับประทานอาหารที่ใส่ใจที่จะสูงขึ้นจากการแบ่งพาร์ติชันกว่าส่วนunpartitioned แต่ผลเนื่องมาจากการวัดและแต่ละดังนั้นอาหารที่มีสติเป็นคลุมเครือมากขึ้นตามที่ได้รับการตั้งข้อสังเกตในSNMM.We เชื่อว่าสิ่งนี้อาจ นำมาประกอบกับความจริงที่ว่าขนาดการวัดการบริโภคอาหารที่มีสติเป็นคนยากจน ค่าสัมประสิทธิ์แอลฟาสำหรับเฮอร์แมนและ Polivy (1980) อยู่ในระดับต่ำ (α = 0.54) นอกจากนี้themeasure ของอาหาร consciousnesswas uncorrelated ที่จะเห็นได้ชัดเห็นได้ชัดว่ามาตรการของอาหารสติเช่น"คุณในขณะนี้ในอาหาร?" บอกว่าวัดขาดความถูกต้อง (รูส, 2002). ปฏิสัมพันธ์ของการจัดการกับการรับประทานอาหารจิตสำนึกวัดการรายงานดังกล่าวข้างต้นแสดงให้เห็นว่าการจัดการอาจจะล้างออกวัดอาหารที่มีสติโดยเฉพาะอย่างยิ่งในกลุ่มที่ต่ำกว่า. เพื่อให้ได้รับความคิดของขนาดของความขัดแย้งแบ่งบางผลที่เราดำเนินการเมะแท

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ความพึงพอใจและไดรฟ์สำหรับผอมนั้น ( การ์เนอร์ et al . , 1983 ) ,
self-reported และความสูงและน้ำหนัก 1 ในการควบคุมที่ dietconsciousness
คือใช้แบบสอบถามเดียวกันคือบริหาร
แต่หลังจาก activismquestionnaire ผู้บริโภค และหลังจากการสัมผัสกับ&คุณ

M วัดอาหาร สติเราตาม snmm โดยใช้
แบ่งเฉลี่ยตามเฮอร์แมน polivy ( 1980 ) และ 10 รายการอาหารชั่ง
ขนาดในรูปตัวสร้างแบบสอบถามสูงกว่า
อาหาร สติ กลุ่ม ควบคุมสติได้ andmeasured
ในขณะที่อาหารข้าม
มีผลที่อาจเกิดขึ้นเพื่อ เป็นวัดของ
ติอาหารรวมอยู่ในการจัดการของอาหารหมดสติ มีการวิเคราะห์ความแปรปรวน
พบว่าอาหารไม่แตกต่างกัน โดยวัดสติ ไม่ว่าจะ
วัดก่อนที่จะสัมผัสกับ M & MS ( ใน activismstudy ผู้บริโภคหรือหลัง ( F )
( 1,99 ) = 0.01 , NS ) เราไม่มี priori ความคาดหวัง
ว่าและวิธีการจัดการและวัด

วิชาจิตอาหารอาจโต้ตอบ กินเฉลี่ย 19.4 กรัม ( หรือ 10% ) จาก 200 กรัม OFM & MS ที่
พวกเขาให้ กว่าครึ่ง ( 57 .4 ) กินไม่มี M & MS และผู้
ที่กินเลย&นางสาวกิน 90 กรัม โดยเฉลี่ย มีการวิเคราะห์ความแปรปรวนพบหลัก ผลของงานอาหารสติ ( madc = 54 กรัม vs mndc = 9.0 g ,
F ( 1,93 ) = 22.2 , P B . 001 ) วัดอาหารสติ ( mhdc =
17.0 กรัม vs mldc = 80 g , F ( 1,93 ) = 5.4 , p = . 01 ) และ แบ่งพาร์ทิชัน
( M1 × 200 = 14.9 กรัม vs M4 × 50 = 24.7 g , F ( 1,93 ) = 8.63 , p = . 004 ) .
ที่สำคัญการแบ่งพาร์ทิชันที่มีการจัดการ dietconsciousness
อย่างมีนัยสำคัญ ( F ( 1,93 ) = สูงสุด , p = . 001 , ดูรูปที่ 1 ) ,
เลียนแบบผลของ dpz และปฏิสัมพันธ์ของพาร์ทิชันด้วย
วัดอาหาร สติ สำคัญ ( F ( 1,93 ) = 6.51 , p =
. 012 , ดูรูปที่ 1 ) , การเลียนแบบผลของ snmm ( การศึกษา
2 และ 3 )มากถูกบริโภคจาก 4 × 50 กรัมแพคเกจมากกว่า 1 × 200 กรัม เมื่ออาหารถูกกระตุ้นจิตสำนึก ( M4 × 50 กรัม =
46.5 กรัม vs M1 × 200 g = 17.6 กรัม 2 F ( 1,53 ) = 7.57 , p = 0.008 ) ในขณะที่
สูงกว่าอาหารกลุ่ม นอกจากนี้ยังพบอีกว่า สติถูกบริโภค
จาก 4 × 50 กรัมกว่า 1 × 200 กรัม ชุด ผลคือไม่
อย่างมีนัยสำคัญ ( M4 × 50 กรัม = 80 G VS M1 × 200 g = 12.7 g , F ( 1,50 ) = 140 ,
p = 0.242 )
3 มีการโต้ตอบ ปฏิสัมพันธ์ของการจัดการ dietconsciousness
กับวัดอาหาร สติก็สำคัญ
( F ( 1,93 ) = 6.51 , p = . 012 ) การตรวจสอบของวิธีการแนะนำ
ลดอาหารกลุ่มกินมากขึ้นหลังจากการกระตุ้นจิตสำนึก dietconsciousness
( 37.9 กรัม vs 22.5 กรัม ) ในขณะที่การบริโภคที่สูง
โดยกลุ่มอาหารที่ถูกผลกระทบจากการกระตุ้นจิตสำนึกน้อย ( 10.1 กรัม vs
8 G )
สรุปแล้วเราถูกแบ่งพาร์ติชัน Paradox ที่การบริโภค
โดยอาหารสติดูเหมือนจะสูงขึ้นจากแบ่งกว่า
ส่วน unpartitioned แต่ผลจากการวัดและ
ดังนั้นแต่ละอาหาร สติ คือน่าสงสัยมากขึ้นเป็น 2
ใน snmm .เราเชื่อว่านี้อาจจะเกิดจากข้อเท็จจริงที่ว่า
สเกลวัดสติ อาหารไม่ดี สัมประสิทธิ์อัลฟา
สำหรับเฮอร์แมน polivy ( 1980 ) และต่ำ ( α = 0.54 ) นอกจากนี้ วัดระดับของอาหาร consciousnesswas uncorrelated

จะเห็นได้ชัดชัดเจนมาตรการอาหารจิต เช่น ตอนนี้คุณบน
อาหาร ? " แนะนำว่า วัดมีความถูกต้อง ( รอสซิตเตอร์
, 2002 )ปฏิสัมพันธ์ของการจัดการกับวัดอาหารสติรายงาน
ข้างต้นแสดงให้เห็นว่าการจัดการอาจจะล้างออก
วัดอาหารจิต โดยเฉพาะอย่างยิ่งในกลุ่มล่าง
เพื่อที่จะได้รับความคิดบางอย่างของขนาดของการเข้าถึงผลที่เราได้ทำการอภิมาน