Convergent validity was assessed by

Convergent validity was assessed by examining the statistical significance of the
parameter estimates between latent constructs and their indicators. As illustrated in
Table I, all lambda coefficients of hypothesized paths were highly significant, ranging
from 0.57 to 0.87 (p , 0:001). The majority of standardized regression weights in the
measurement model were above 0.70. No factor loadings were lower than 0.40. In
addition, the composite reliabilities and Cronbach’s Alphas of all constructs were
greater than the minimum criteria of 0.70 (Table I). Discriminant validity was assessed
by comparing the average variance extracted (AVE) of each construct and the shared
variance (i.e. squared correlation coefficient) between all possible pairs of constructs
(Fornell and Larcker, 1981). This test suggests that a scale possesses discriminant
validity if the average variance extracted (AVE) by the underlying construct is larger
than the shared variance with other latent constructs. In the present study, two
constructs (i.e. adventure and gratification) did not satisfy the criteria of this test
(Table II). Therefore, to further evaluate discriminant validity, chi-square difference
tests were performed for all pairs of the constructs to determine whether the
unrestricted model (i.e. correlation was freely estimated) was significantly better than
the restricted model (i.e. correlation was fixed at 1) (DeWulf et al., 2001). Changes in x2
goodness-of-fit were statistically significant for all 15 comparisons (Dx2
ranging from
99.30 to 1358.74, Ddf ¼ 5, p , 0:0001), in support of discriminant validity.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ตั้งแต่ convergent ถูกประเมิน โดยตรวจสอบ significance สถิติของการ
พารามิเตอร์ประเมินระหว่างโครงสร้างแฝงอยู่และตัวบ่งชี้ของการ ดังที่แสดงใน
ตารางฉัน coefficients แลมบ์ดาทั้งหมดของเส้นทางค่าได้สูง significant ตั้งแต่
จาก 0.57 ถึง 0.87 (p, 0:001) ส่วนใหญ่ของการถดถอยมาตรฐานน้ำหนักในการ
รุ่นวัดได้ข้าง 0.70 Loadings ไม่สัดส่วนไม่ต่ำกว่า 0.40 ใน
reliabilities คอมโพสิต และการของ Cronbach Alphas ของโครงสร้างทั้งหมด
มากกว่าเกณฑ์ขั้นต่ำของ 0.70 (ตารางฉัน) มีผลบังคับใช้ discriminant ถูกประเมิน
โดยการเปรียบเทียบค่าเฉลี่ยความแปรปรวนแยก (AVE) ของแต่ละโครงสร้างและการใช้ร่วมกัน
(เช่นสหสัมพันธ์ยกกำลังสอง coefficient) ผลต่างระหว่างคู่ที่เป็นไปได้ทั้งหมดของโครงสร้าง
(Fornell และ Larcker, 1981) ทดสอบนี้ชี้ให้เห็นว่า มาตราส่วนแบบครบถ้วน discriminant
ตั้งแต่ถ้าผลต่างเฉลี่ยสกัด (AVE) โดยโครงสร้างต้นแบบมีขนาดใหญ่
มากกว่าผลต่างร่วมกับโครงสร้างอื่น ๆ แฝงอยู่ด้วย ในการศึกษาปัจจุบัน 2
(เช่นผจญภัยและ gratification) โครงสร้างไม่เป็นไปตามเงื่อนไขของ
(Table II) ทดสอบนี้ ดังนั้น ประเมินตั้งแต่ discriminant, chi-square ผลต่างเพิ่มเติม
ได้ดำเนินการทดสอบสำหรับคู่ของโครงสร้างเพื่อกำหนดว่า
ไม่จำกัดรุ่น (เช่นความสัมพันธ์ระหว่างกันได้อย่างอิสระประมาณ) เป็น significantly ดีกว่า
แบบจำกัด (เช่นความสัมพันธ์ของเชื้อ fixed ที่ 1 (DeWulf และ al., 2001) การเปลี่ยนแปลงใน x 2
ความดีของ fit ทางสถิติได้ significant สำหรับเปรียบเทียบ 15 ทั้งหมด (Dx2
ตั้งแต่
99.30 เพื่อ 1358.74 ผัน¼ 5, p, 0:0001), สนับสนุน discriminant มีผลบังคับใช้

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ความถูกต้องมาบรรจบกันได้รับการประเมินโดยการตรวจสอบนัยสำคัญทางสถิติ
ประมาณการพารามิเตอร์ระหว่างโครงสร้างแฝงและตัวชี้วัดของพวกเขา ดังแสดงใน
ตารางที่ทุกค่าสัมประสิทธิ์แลมบ์ดาของเส้นทางสมมติฐานอย่างมีนัยสำคัญสูงตั้งแต่
0.57-0.87 (p, 0:001) ส่วนใหญ่ของน้ำหนักการถดถอยมาตรฐานใน
รูปแบบของการวัดอยู่เหนือ 0.70 ไม่มีปัจจัยแรงต่ำกว่า 0.40 ใน
นอกจากนี้ความน่าเชื่อถือประกอบและครอนบาคของอัลฟ่าของโครงสร้างทั้งหมดมี
มากกว่าเกณฑ์ขั้นต่ำ 0.70 (ตารางที่ I) ความถูกต้องจำแนกการประเมิน
โดยการเปรียบเทียบความแปรปรวนเฉลี่ยสกัด (AVE) ของแต่ละการสร้างและใช้ร่วมกัน
ความแปรปรวน (เช่นค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ squared) ระหว่างคู่เป็นไปได้ของการสร้าง
(Fornell และ Larcker, 1981) การทดสอบนี้แสดงให้เห็นว่าขนาดมีคุณสมบัติจำแนก
ความถูกต้องถ้าความแปรปรวนเฉลี่ยสกัด (AVE) โดยโครงสร้างพื้นฐานที่มีขนาดใหญ่
กว่าความแปรปรวนที่ใช้ร่วมกันกับการสร้างที่ซ่อนเร้นอื่น ๆ ในการศึกษาปัจจุบันสอง
สร้าง (เช่นการผจญภัยและความพึงพอใจ) ไม่ได้ตอบสนองความเกณฑ์ของการทดสอบนี้
(ตารางที่ II) ดังนั้นเพื่อประเมินความถูกต้องต่อไปจำแนกความแตกต่างไคสแควร์
การทดสอบได้ดำเนินการทั้งคู่โครงสร้างเพื่อตรวจสอบว่า
รูปแบบไม่ จำกัด (เช่นความสัมพันธ์เป็นที่คาดกันได้อย่างอิสระ) เป็นอย่างดีกว่า
รุ่น จำกัด (เช่นความสัมพันธ์คงที่ 1) ( DeWulf et al,., 2001) การเปลี่ยนแปลงใน x2
ความดีของพอดีอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติสำหรับทุก 15 เปรียบเทียบ (DX2
ตั้งแต่
99.30 ถึง 1358,74, Ddf ¼ 5, p 0:0001) ในการสนับสนุนของความถูกต้องจำแนก

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ความตรงลู่เข้าคือการประเมินโดยการตรวจสอบสถิติ signi ถ่ายทอดโรคมะเร็งของ
พารามิเตอร์ระหว่างโครงสร้างและตัวชี้วัดการประเมินแฝงของ เป็นภาพประกอบใน
โต๊ะผม แลมด้า coef จึง cients ของสมมุติฐานเส้นทางมี signi จึงไม่สามารถตั้งแต่ 0.57 ถึง 0.87 จาก
( p , 0:001 ) ส่วนใหญ่ของน้ำหนักการถดถอยมาตรฐานในการวัดแบบข้างบน
0.70 .ไม่ครอบคลุมปัจจัยต่ำกว่า 0.40 . ใน
2 , คอมโพสิตและความเที่ยงมีค่าอัลฟ่าของโครงสร้างถูก
สูงกว่าเกณฑ์ขั้นต่ำของ 0.70 ( โต๊ะผม ) กลุ่มประเมินโดยการเปรียบเทียบความแปรปรวนเฉลี่ย
สกัด ( Ave ) ของแต่ละสร้างและแบ่งปัน
ความแปรปรวน ( เช่นยกกำลังสองความสัมพันธ์ coef จึง cient ) ระหว่างคู่ของโครงสร้าง
เป็นไปได้ทั้งหมด( ฟอร์เนิล และ larcker , 1981 ) การทดสอบนี้แสดงให้เห็นว่าระดับครบถ้วน
ความถูกต้องถ้าค่าเฉลี่ยความแปรปรวนจำแนกแยก ( Ave ) โดยต้นแบบสร้างมีขนาดใหญ่กว่าที่ใช้ร่วมกันกับคนอื่น ๆ
( แฝงสร้าง . ในการศึกษาโครงสร้าง 2
( เช่น การผจญภัย และการ grati จึงไม่ตอบสนองเกณฑ์ของ
ทดสอบนี้ ( ตารางที่ 2 ) ดังนั้นเพิ่มเติม ประเมินความตรงจำแนกความแตกต่าง
ไคสแควร์ทดสอบสำหรับทุกคู่ของโครงสร้างเพื่อตรวจสอบว่า
แบบไม่จำกัด ( เช่นความสัมพันธ์ประมาณอิสระ ) คือ signi จึงลดลงอย่างมีนัยสําคัญเมื่อดีกว่า
จำกัดรูปแบบ ( เช่น ความสัมพันธ์จึง xed ที่ 1 ) ( dewulf et al . , 2001 ) การเปลี่ยนแปลงใน X2
ความดี - จึงไม่พบว่า signi จึงไม่สามารถ 15 เปรียบเทียบทั้งหมด ( dx2

99.30 ตั้งแต่การ 1358.74 , DDF ¼ 5 P 0:0001 ) ในการสนับสนุนของกลุ่มผู้ป่วย