2 explained variance remained at 19

2 explained variance remained at 19%). Locus of control measures were added at step 3, R = .20,
2
F(4, 134) = 0.62. Addition of LOC to the equation did not reliably improve R and none of the
variables were individually associated with medication acceptability ratings. After step 3, with all
22
IVsintheequation,R=.45,R =.20,adjustedR =.14,F(10,134)=3.40,p

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

2 explained variance remained at 19%). Locus of control measures were added at step 3, R = .20,2F(4, 134) = 0.62. Addition of LOC to the equation did not reliably improve R and none of thevariables were individually associated with medication acceptability ratings. After step 3, with all22IVsintheequation,R=.45,R =.20,adjustedR =.14,F(10,134)=3.40,p<.001,explaining14% of the variance in medication acceptability ratings.Only the type of problem remained individually associated with acceptability ratings ofmedication at all steps. In this model, the Obesity condition was assigned a value of 1 and the T2DM problem was assigned a value of 2. Therefore, the positive relationship between type of problem and acceptability ratings, as indicated by β = 0.39, suggested that increased disease risk (i.e., T2DM) was associated with higher acceptability ratings for medication.Results from the hierarchical regression assessing predictors of acceptability ratings for the no treatment option are outlined in Table 11. The regression analysis did not reach significance at p < .05 – however, the predictor class at step 1 reached p = .53 and two individual indicators reached significance within predictor classes. Therefore, the results of this regression analysis are described to explore possible correlates of the acceptability of the no treatment option. At step 1,22the background variables were entered into the equation, R = .08, adjusted R = .04, F(5, 134) =2.25, p =.053, explaining only 4% of the variance in acceptability ratings for the no treatment option. Of the variables entered, target child age was significantly associated with treatment acceptability ratings for no treatment – older child age predicted lower acceptability ratings for no2 treatment. At step 2, the total score on the BSQ was entered into the prediction equation, R =2.08,adjustedR =.04,F(1,134)=0.03.AdditionofBSQtotalscoretotheequationwith2background variables did not result in a significant increase in R (i.e., explained variance22remained at 4%). LOC measures were added at step 3, R = .11, adjusted R = .05, F(4, 134) =

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

2 แปรปรวนอธิบายยังคงอยู่ที่ 19%) สถานทีของมาตรการควบคุมที่มีการเพิ่มขั้นตอนที่ 3 R = 0.20,
2
F (4, 134) = 0.62 นอกเหนือจาก LOC สมการไม่น่าเชื่อถือ R
ปรับปรุงและไม่มีตัวแปรที่เกี่ยวข้องกับการให้คะแนนเป็นรายบุคคลการยอมรับยา หลังจากขั้นตอนที่ 3 มีทั้งหมด
22
IVsintheequation, R = 0.45, R = 0.20, adjustedR = 0.14, F (10,134) = 3.40, p <0.001 อธิบาย
14% ของความแปรปรวนในการจัดอันดับการยอมรับยา.
เพียงชนิด
ของปัญหายังคงเป็นรายบุคคลที่เกี่ยวข้องกับการให้คะแนนการยอมรับของยาในทุกขั้นตอน ในรูปแบบนี้สภาพโรคอ้วนได้รับการกำหนดค่า 1 และปัญหา T2DM ได้รับมอบหมายค่าเป็น 2 ดังนั้นความสัมพันธ์เชิงบวกระหว่างประเภทของปัญหาและการให้คะแนนการยอมรับตามที่ระบุโดยβ = 0.39 แสดงให้เห็นว่ามีความเสี่ยงการเกิดโรคเพิ่มขึ้น ( เช่น T2DM) ที่เกี่ยวข้องกับการจัดอันดับที่สูงขึ้นการยอมรับสำหรับการใช้ยา.
ผลจากการถดถอยลำดับชั้นการประเมินการพยากรณ์ของการจัดอันดับการยอมรับสำหรับตัวเลือกที่ไม่มีการรักษาที่มีการระบุไว้ในตารางที่ 11 การวิเคราะห์การถดถอยไม่ถึงความสำคัญที่ p <0.05 - แต่ ระดับทำนายในขั้นตอนที่ 1 ถึง p = 0.53 และสองตัวชี้วัดของแต่ละบุคคลอย่างมีนัยสำคัญถึงภายในชั้นเรียนทำนาย ดังนั้นผลของการวิเคราะห์การถดถอยนี้จะมีคำอธิบายในการสำรวจความสัมพันธ์เป็นไปได้ของการยอมรับของตัวเลือกในการรักษา ในขั้นตอนที่ 1
22
ตัวแปรพื้นหลังถูกป้อนเข้าสู่สมการ R = 0.08 ปรับ R = 0.04, f (5, 134) =
2.25, p = 0.053 อธิบายเพียง 4% ของความแปรปรวนในการจัดอันดับการยอมรับสำหรับ ตัวเลือกที่ไม่มีการรักษา ของตัวแปรที่เข้ามาในวัยเด็กเป้าหมายได้อย่างมีนัยสำคัญที่เกี่ยวข้องกับการจัดอันดับการยอมรับการรักษาไม่มีการรักษา - อายุเด็กที่มีอายุมากกว่าที่คาดการณ์การจัดอันดับที่ต่ำกว่าการยอมรับไม่มี
2 รักษา ในขั้นตอนที่ 2 คะแนนรวมใน BSQ ถูกป้อนเข้าสู่สมการทำนาย, R =
2
0.08, adjustedR = 0.04, F (1134) = 0.03.AdditionofBSQtotalscoretotheequationwith
2
ตัวแปรพื้นหลังไม่ได้มีผลในการเพิ่มขึ้นอย่างมากในการวิจัย (เช่น ความแปรปรวนอธิบาย
22
ยังคงอยู่ที่ 4%) มาตรการ LOC ถูกเพิ่มในขั้นตอนที่ 3 R = 0.11 ปรับ R = 0.05, f (4, 134) =

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

2 อธิบายความแปรปรวนอยู่ที่ 19% ) - มาตรการควบคุมที่ถูกเพิ่มในขั้นตอนที่ 3 , r = . 20 ,
2
F ( 4 , 134 ) = 0.62 . นอกจากนี้ ล็ กับสมการไม่ได้เชื่อถือได้ปรับปรุง R และไม่มีของตัวแปรที่เกี่ยวข้องกับการจัดอันดับ
เป็นรายการยา หลังจากขั้นตอนที่ 3 มีทั้งหมด 22 ivsintheequation

, r = . 45 , r = . 20 , adjustedr = 14 , F ( 10134 ) = 3.40 , p < . 001 , อธิบาย
14 % ของความแปรปรวนในการจัดอันดับการยอมรับยา .
เพียงชนิดของปัญหาที่เกี่ยวข้องกับการยังคงแบบจำกัด
ยาทุกขั้นตอน ในรูปแบบนี้ , โรคอ้วนภาวะได้รับค่าของ 1 และ t2dm ปัญหาถูกกำหนดมูลค่าของ 2 ดังนั้น ความสัมพันธ์ระหว่างชนิดของการจัดอันดับปัญหาและยอมรับ , ตามที่ระบุโดยบีตา = 0.39แนะนำว่าเพิ่มความเสี่ยงโรค ( เช่น t2dm ) มีความสัมพันธ์กับการจัดอันดับที่สูงขึ้นสำหรับการยอมรับการรักษา ผลจากการวิเคราะห์การถดถอย
ทำนายการยอมรับการประเมิน บริษัท ที่ไม่เลือกการรักษาจะถูกระบุไว้ในตารางที่ 11 การวิเคราะห์การถดถอยไม่เข้าถึงทางสถิติที่ p < . 05 ) แต่ตัวแปรคลาสที่ขั้นตอนที่ 1 ถึง P = .53 สองตัวชี้วัดแต่ละตัวถึงความสำคัญภายในชั้นเรียน ดังนั้น ผลของการวิเคราะห์นี้จะอธิบายการสํารวจที่เป็นไปได้ที่เกี่ยวข้องกับการยอมรับของการเลือก ในขั้นตอนที่ 1

หลัง 22 ตัวแปรเข้าไปในสมการ R = . 08 ปรับ F ( r = . 04 , 5 , 134 ) =
2.25 , 053 , p = .อธิบายเพียง 4 % ของความแปรปรวนในการจัดอันดับสำหรับการเลือก ของตัวแปรที่ป้อนเด็ก อายุมีความสัมพันธ์กับการยอมรับเป้าหมายคือการจัดอันดับสำหรับการรักษา–เด็กอายุคาดการณ์ลดอันดับการยอมรับโดยไม่
2 รักษา ในขั้นตอนที่ 2 คะแนนรวมใน bsq เข้าไปในสมการ R =
2
. 08 , adjustedr = . 04 ,f ( 1 ) = 0.03 . additionofbsqtotalscoretotheequationwith
2
หลังตัวแปรไม่ได้ส่งผลในการเปลี่ยนแปลงใน R ( เช่น อธิบายความแปรปรวน

22 อยู่ที่ 4 % ) มาตรการล็อคเพิ่มที่ขั้นที่ 3 , r = . 11 ปรับ R = . 05 , F ( 4 , 134 ) =