3. Results3.1. Preliminary analysis

3. Results
3.1. Preliminary analysis

3.1.1. Data cleaning and screening

Less than 5% of the sample had missing data, and subjects with missing data on the USDI were deleted so as to avoid overfitting the data in factor analysis (Tabachnick and Fidell, 2001). Subjects with missing data on other scales were excluded from those analyses. Some items had skew and univariate and multivariate outliers, these items were transformed however the original data was used as transformation did not change the output.

3.1.2. Internal consistency of DASS and LSS–S

Coefficient alphas for the DASS total, Depression, Anxiety and Stress sub scales were .97, .94, .92, and .93, respectively (N = 164, 168, 168 and 166). The alpha for the ten items of the LSS–S was also acceptable, .87 (N = 168). It was calculated after reversal of the five negatively worded items.

3.2. Factor analysis

The original 46 items on the USDI were subjected to exploratory factor analysis using the SPSS 11.5 statistical package (SPSS Inc., 2002). As there is little research on the underlying factors of student depression, exploratory factor analysis was used to determine the number and nature of those factors (Tabachnick and Fidell, 2001). Responses of 308 participants were used in the factor analysis, after excluding cases with missing data on the USDI.

Test results indicated that the original 46 item USDI was factorable. The Kaiser–Meyer–Olkin Measure of Sampling Adequacy was .94 indicating a “marvellous” level of intercorrelations among the items (Kaiser, 1974). Similarly, Bartlett's test of sphericity showed that there was significantly sufficient correlations between the items to perform factor analysis, approximate χ2(1035) = 7692.461, p < .001.

Underlying factors were identified on the basis of the eigenvalues and scree test. Nine factors had eigenvalues over one, and they explained 60% of the variance (Hair et al., 1998). However, the scree test showed that four factors had a larger proportion of variance apportioned to them than the remaining factors (Cattell, 1966). Four factors were extracted as this number was more consistent with previous theories about depressive symptoms and the resulting solution was also the most interpretable.

The initial factor analysis was run with both principle components and common factor extraction methods, and oblique and orthogonal rotations. The solution was similar throughout all methods, indicating that the factors were stable (Gorsuch, 1983). Principle Axis Factoring, a method of common factor analysis, was chosen to extract the solution because it relied only on common variance, and as a result decreased the likelihood of error and therefore increased replicability and less bias than principle component models (Snook and Gorsuch, 1989). A Direct Oblimin (oblique) rotation was used as three of the four initial factors were highly correlated.

Once the extraction and rotation methods were confirmed, the items were gradually reduced. The fourth factor was not correlated with the others, and therefore was not considered to be related to the underlying construct of student depression (factor correlations ranged from .03–.12), so it was dropped and the analysis was re-run with only three factors.

Items were further refined by a gradual process involving deleting items with low communalities and low loadings. Items with extraction communalities less than or equal to .3 were dropped to ensure that variance in remaining scale items were related to the other items and therefore related to the construct of student depression (Tabachnick and Fidell, 2001). Items were also deleted if they had unique factor loadings less than .4 on all factors, after the structure matrix was also consulted to ensure that total loadings were also low (Hair et al., 1998). Items with low loadings were deleted to ensure that scale items significantly shared a moderate amount of unique variance with one of the aspects of student depression (Hair et al., 1998).

3.3. Factor analysis results for the final scale

The factor analysis resulted in a 30 item scale which loaded on three factors as shown in Table 1. Factor 1, Lethargy, comprised of nine items which included items regarding lethargy, concentration difficulties, and task performance. Factor 2, Cognitive/Emotional, comprised of 14 items which included items regarding emotional and cognitive aspects of depression, specifically suicidal ideation, worthlessness, and emotional emptiness and sadness. Factor 3, Academic Motivation, comprised of seven items which included items regarding motivation and study tasks, specifically lecture attendance and motivation to study. The total variance explained by these factors was calculated from the sums of squared loadings from the structure matrix. The total variance explained by the Lethargy, Cognitive / Emotional and Academic Motivation factors was 28.27, 29.99, and 20.60, respectively. As oblique rotation was used

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

3. ผลลัพธ์3.1. เบื้องต้นวิเคราะห์3.1.1 ข้อมูลการคัดกรอง และทำความสะอาดน้อยกว่า 5% ของตัวอย่างมีข้อมูลที่ขาดหายไป และวิชาที่ มีการขาดข้อมูลในการ USDI ถูกลบออกเพื่อหลีกเลี่ยงการ overfitting ข้อมูลในการวิเคราะห์ปัจจัย (Tabachnick และ Fidell, 2001) วัตถุ ด้วยข้อมูลบนเครื่องชั่งอื่น ๆ ที่หายไปถูกแยกออกจากการวิเคราะห์เหล่านั้น บางรายการ มีเอียง และไร univariate outliers ตัวแปรพหุ รายการเหล่านี้ถูกเปลี่ยนแต่ใช้ข้อมูลเดิมเป็นการเปลี่ยนแปลงไม่เปลี่ยนแปลงผลผลิต3.1.2 ภายในสอดคล้องของ DASS และ LSS – Sฟ่าสัมประสิทธิ์สำหรับ DASS รวม ซึมเศร้า ความวิตกกังวล และความเครียดย่อยชั่งถูก.97, .94, .92, .93 และตามลำดับ (N = 164, 168, 168 และ 166) อัลฟาสำหรับสินค้าสิบของ LSS – S ก็ยังยอมรับได้ .87 (N = 168) คำนวณหลังจากกลับรายการห้ายอมลบรายการ3.2. ปัจจัยวิเคราะห์ถูก 46 รายการต้นฉบับบน USDI การสำรวจปัจจัยที่วิเคราะห์โดยใช้ SPSS 11.5 แพคเกจทางสถิติ (SPSS Inc., 2002) มีเพียงเล็กน้อยวิจัยเกี่ยวกับปัจจัยพื้นฐานของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน สำรวจปัจจัยวิเคราะห์ถูกใช้เพื่อระบุจำนวนและลักษณะของปัจจัยเหล่านั้น (Tabachnick และ Fidell, 2001) ตอบ 308 คนถูกใช้ในการวิเคราะห์ปัจจัย หลังยกเว้นกรณีที่ มีข้อมูลบน USDI ขาดหายไปผลการทดสอบระบุว่า factorable USDI 46 สินค้าตัวเดิม วัด Kaiser – Meyer – Olkin ของการสุ่มตัวอย่างเพียงพอมี.94 ระบุระดับ "ยิ่งใหญ่" ของ intercorrelations ระหว่างรายการ (Kaiser, 1974) ในทำนองเดียวกัน ทดสอบตเลต sphericity แสดงให้เห็นว่า มีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญเพียงพอระหว่างสินค้าที่จะทำการวิเคราะห์ปัจจัย ประมาณ χ2(1035) = 7692.461, p < .001มีระบุปัจจัยอ้างอิงบนพื้นฐานของการทดสอบค่าลักษณะเฉพาะและ scree เก้าปัจจัยมีค่าลักษณะเฉพาะมากกว่าหนึ่ง และพวกเขาอธิบาย 60% ของความแปรปรวน (ผม et al. 1998) อย่างไรก็ตาม การ scree ทดสอบแสดงให้เห็นว่า ปัจจัยสี่มีสัดส่วนใหญ่ของผลต่างที่แยกพวกเขามากกว่าปัจจัยเหลือ (Cattell, 1966) ปัจจัยที่สี่ถูกแยก ตามหมายเลขนี้มากขึ้นสอดคล้องกับทฤษฎีก่อนหน้านี้เกี่ยวกับอาการซึมเศร้า และแก้ปัญหาเกิดยัง interpretable สุดการวิเคราะห์ปัจจัยเริ่มต้นถูกเรียกใช้กับส่วนประกอบหลักการ และวิธีการสกัดปัจจัยทั่วไป และหมุนเฉียง และมุมฉาก การแก้ปัญหาคล้ายคลึงกันตลอดทั้งวิธีการทั้งหมด แสดงให้เห็นว่า ปัจจัยที่มีความเสถียร (Gorsuch, 1983) ได้ พิจารณาแกนหลักการ วิธีการวิเคราะห์ปัจจัยทั่วไป เลือกการแยกการแก้ปัญหา เพราะมันพึ่งเฉพาะผลต่างร่วม และเป็นผลให้ ลดโอกาสของการผิดพลาด และดังนั้น เพิ่ม replicability และ น้อยอคติมากกว่ารุ่นคอมโพเนนต์หลัก (ฮิ้วและ Gorsuch, 1989) การหมุนตรง Oblimin (เฉียง) เคยเป็นสามปัจจัยเริ่มต้นสี่มีความสัมพันธ์สูงเมื่อวิธีการสกัดและหมุนได้รับการยืนยัน สินค้าก็ลดลงเรื่อย ๆ ปัจจัยสี่คือไม่มีความสัมพันธ์กับผู้อื่น และดังนั้นจึง ไม่ถือว่าเกี่ยวข้องกับต้นแบบสร้างของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน (ปัจจัยสัมพันธ์ตั้งแต่.03-.12), ดังนั้น ก็ตก และการวิเคราะห์ถูกเรียกใช้ใหม่ มีเพียงสามปัจจัยรายการถูกเพิ่มเติมกลั่น ด้วยกระบวนการค่อย ๆ เกี่ยวข้องกับการลบรายการ communalities ต่ำและต่ำ loadings สินค้าที่ มีการสกัด communalities น้อยกว่า หรือเท่ากับ.3 ถูกทิ้งไปเพื่อให้แน่ใจว่าผลต่างระดับที่เหลือสินค้าที่เกี่ยวข้องกับรายการอื่น ๆ และที่เกี่ยวข้องกับโครงสร้างของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน (Tabachnick และ Fidell, 2001) ดังนั้น รายการถูกลบออกหากพวกเขามีปัจจัยเฉพาะ loadings น้อยกว่า.4 จากปัจจัยทั้งหมด หลังจากเมทริกซ์โครงสร้างยังปรึกษาเพื่อให้แน่ใจว่า รวม loadings ก็ต่ำ (ผม et al. 1998) รายการกับ loadings ต่ำถูกลบออกเพื่อให้การชั่งสินค้ามากร่วมปานกลางผลต่างที่ไม่ซ้ำกันกับหนึ่งในด้านของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน (ผม et al. 1998)3.3 ปัจจัยผลการวิเคราะห์สำหรับระดับสุดท้ายการวิเคราะห์ปัจจัยที่ส่งผลให้ระดับ 30 รายการที่โหลดบนปัจจัย 3 ประการดังที่แสดงในตารางที่ 1 ตัวคูณ 1 ง่วง เก้ารายการที่รวมสินค้าเกี่ยวกับความง่วง ปัญหาความเข้มข้น และประสิทธิภาพการทำงาน ประกอบด้วย คูณ 2 การรับ รู้/Emotional ประกอบด้วย 14 รายการซึ่งรวมรายการเกี่ยวกับแง่มุมทางอารมณ์ และการรับรู้ของภาวะซึมเศร้า โดยเฉพาะอย่างยิ่งความคิดฆ่าตัวตาย worthlessness และอารมณ์ความว่างเปล่า และความเศร้า ปัจจัย 3 ศึกษาแรงจูงใจ ประกอบสินค้าเจ็ดรายการที่รวมรายการที่เกี่ยวกับแรงจูงใจและการศึกษางาน มีเฉพาะบรรยายเข้างานและแรงจูงใจในการศึกษา ผลต่างรวมอธิบายได้ ด้วยปัจจัยเหล่านี้ถูกคำนวณจากผลบวกของกำลังสอง loadings จากเมทริกซ์โครงสร้าง ผลต่างรวมอธิบายความง่วง รับรู้ / Emotional และศึกษาแรงจูงใจปัจจัย กรุง 28.27, 29.99, 20.60 ตามลำดับ ถูกใช้หมุนเฉียง

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

3. ผลการทดลอง
3.1 การวิเคราะห์เบื้องต้น

3.1.1 ทำความสะอาดและคัดกรองข้อมูล

น้อยกว่า 5% ของกลุ่มตัวอย่างมีข้อมูลที่หายไป, และวิชาที่มีข้อมูลที่ขาดหายไปใน USDI ถูกลบออกไปเพื่อหลีกเลี่ยง overfitting ข้อมูลในการวิเคราะห์ปัจจัย (Tabachnick และ Fidell, 2001) วิชาที่มีข้อมูลที่ขาดหายไปบนตาชั่งอื่น ๆ ที่ได้รับการยกเว้นจากการวิเคราะห์เหล่านั้น บางรายการมีค่าผิดปกติเอียงและ univariate และหลายตัวแปรรายการเหล่านี้ถูกเปลี่ยน แต่ข้อมูลเดิมที่ใช้เป็นการเปลี่ยนแปลงไม่ได้เปลี่ยนการส่งออก.

3.1.2 ความสอดคล้องภายในของ DASS และ LSS-S

Alphas ค่าสัมประสิทธิ์รวมทั้งสิ้น DASS ที่ซึมเศร้าวิตกกังวลและความเครียดเกล็ดย่อยเป็น 0.97, 0.94, 0.92 และ 0.93 ตามลำดับ (N = 164, 168, 168 และ 166) อัลฟาสิบรายการของ LSS-S ก็ยังเป็นที่ยอมรับ 0.87 (N = 168) มันได้รับการคำนวณหลังจากพลิกกลับของห้ารายการคำพูดในเชิงลบ.

3.2 การวิเคราะห์ปัจจัย

เดิม 46 รายการบน USDI ถูกยัดเยียดให้การวิเคราะห์ปัจจัยที่สำรวจโดยใช้โปรแกรม SPSS 11.5 โปรแกรมสำเร็จรูปทางสถิติ (SPSS อิงค์, 2002) ขณะที่มีงานวิจัยเล็ก ๆ น้อย ๆ เกี่ยวกับปัจจัยพื้นฐานของภาวะซึมเศร้าของนักเรียนวิเคราะห์ปัจจัยสอบสวนถูกใช้ในการกำหนดจำนวนและลักษณะของปัจจัยเหล่านั้น (Tabachnick และ Fidell 2001) เดอะ คำตอบของผู้เข้าร่วม 308 ถูกนำมาใช้ในการวิเคราะห์ปัจจัยที่หลังจากไม่รวมกรณีที่มีข้อมูลที่หายไปใน USDI.

ผลการทดสอบแสดงให้เห็นว่าเดิม 46 รายการ USDI เป็น factorable มาตรการไกเซอร์ Meyer-Olkin ของการสุ่มตัวอย่างเพียงพอเป็น 0.94 แสดงให้เห็นระดับ "มหัศจรรย์" ของ intercorrelations ในรายการ (ไกเซอร์, 1974) ในทำนองเดียวกันการทดสอบ Bartlett ของ sphericity แสดงให้เห็นว่ามีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญเพียงพอระหว่างรายการที่จะดำเนินการวิเคราะห์ปัจจัยχ2โดยประมาณ (1035) = 7,692.461, p <.001.

ปัจจัยพื้นฐานที่ถูกระบุบนพื้นฐานของค่าลักษณะเฉพาะและการทดสอบหินกรวด Nine ปัจจัยที่มีลักษณะเฉพาะกว่าหนึ่งและพวกเขาอธิบายว่า 60% ของความแปรปรวน (ผม et al., 1998) อย่างไรก็ตามการทดสอบหินกรวดแสดงให้เห็นว่าปัจจัยสี่ที่มีสัดส่วนขนาดใหญ่ของความแปรปรวนจัดสรรให้กับพวกเขามากกว่าปัจจัยที่เหลือ (Cattell, 1966) ปัจจัยสี่ที่ถูกสกัดเป็นหมายเลขนี้ก็สอดคล้องกับทฤษฎีก่อนหน้านี้เกี่ยวกับอาการซึมเศร้าและแก้ปัญหาที่เกิดก็เป็น interpretable มากที่สุด.

การวิเคราะห์ปัจจัยที่เริ่มต้นดำเนินการกับทั้งส่วนประกอบหลักการและวิธีการสกัดปัจจัยร่วมกันและเอียงและหมุนมุมฉาก วิธีแก้คือที่คล้ายกันตลอดทั้งวิธีการทั้งหมดแสดงให้เห็นว่าปัจจัยที่มีเสถียรภาพ (Gorsuch, 1983) หลักการแกนแฟวิธีการของการวิเคราะห์ปัจจัยร่วมกันที่ได้รับการคัดเลือกในการสกัดการแก้ปัญหาเพราะมันอาศัยเฉพาะในความแปรปรวนที่พบบ่อยและเป็นผลให้ลดลงน่าจะเป็นของความผิดพลาดและดังนั้นจึงเพิ่มขึ้น replicability และอคติน้อยกว่ารุ่นส่วนประกอบหลักการ (ฮิ้วและ Gorsuch, 1989) โดยตรง Oblimin (อ้อม) การหมุนถูกใช้เป็นที่สามของปัจจัยสี่เริ่มต้นมีความสัมพันธ์อย่างมาก.

เมื่อการสกัดและการหมุนวิธีการที่ได้รับการยืนยันรายการนี้ลดลงเรื่อย ๆ ปัจจัยที่สี่ไม่ได้มีความสัมพันธ์กับผู้อื่นและดังนั้นจึงไม่ถือว่าเป็นที่เกี่ยวข้องกับการสร้างพื้นฐานของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน (ความสัมพันธ์ปัจจัยที่อยู่ในช่วง 0.03-0.12) ดังนั้นจึงถูกทิ้งและการวิเคราะห์ที่ถูก re-run มีเพียง ปัจจัยที่สาม.

รายการที่ละเอียดอ่อนต่อไปโดยกระบวนการที่ค่อยๆที่เกี่ยวข้องกับรายการที่ลบกับ communalities ต่ำและแรงต่ำ รายการที่มี communalities สกัดน้อยกว่าหรือเท่ากับ 0.3 ถูกทิ้งไว้เพื่อให้มั่นใจความแปรปรวนในรายการระดับที่เหลือที่เกี่ยวข้องกับรายการอื่น ๆ และที่เกี่ยวข้องกับการสร้างของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน (Tabachnick และ Fidell, 2001) ดังนั้น รายการที่ยังถูกลบถ้าพวกเขามีแรงปัจจัยที่ไม่ซ้ำกันน้อยกว่า 0.4 กับปัจจัยทั้งหมดหลังจากเมทริกซ์โครงสร้างก็ยังได้รับการพิจารณาเพื่อให้มั่นใจว่าภาระทั้งหมดก็ยังต่ำ (ผม et al., 1998) รายการที่มีแรงต่ำถูกลบออกไปเพื่อให้มั่นใจว่ารายการระดับที่ใช้ร่วมกันอย่างมีนัยสำคัญปริมาณปานกลางความแปรปรวนที่ไม่ซ้ำกับหนึ่งในด้านของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน (ผม et al., 1998).

3.3 ผลการวิเคราะห์ปัจจัยสำหรับระดับสุดท้าย

การวิเคราะห์ปัจจัยที่ส่งผลให้ในขนาด 30 รายการซึ่งเต็มไปกับสามปัจจัยดังแสดงในตารางที่ 1 ปัจจัยที่ 1 ง่วงประกอบด้วยเก้ารายการซึ่งรวมถึงรายการที่เกี่ยวกับความง่วงความยากลำบากความเข้มข้นและประสิทธิภาพงาน ปัจจัยที่ 2 ความรู้ความเข้าใจ / อารมณ์ประกอบด้วย 14 รายการซึ่งรวมถึงรายการที่เกี่ยวกับด้านอารมณ์และความรู้ความเข้าใจของภาวะซึมเศร้าคิดฆ่าตัวตายโดยเฉพาะอย่างไร้ค่าและความว่างเปล่าทางอารมณ์และความโศกเศร้า ปัจจัยที่ 3 แรงจูงใจทางวิชาการประกอบด้วยเจ็ดรายการซึ่งรวมถึงรายการที่เกี่ยวกับงานการสร้างแรงจูงใจและการศึกษาโดยเฉพาะการเข้าร่วมบรรยายและแรงจูงใจในการศึกษา ความแปรปรวนทั้งหมดอธิบายได้ด้วยปัจจัยเหล่านี้ที่คำนวณได้จากผลรวมของแรงยกกำลังสองจากเมทริกซ์โครงสร้าง ความแปรปรวนทั้งหมดอธิบายได้ด้วยความง่วงความรู้ความเข้าใจ / อารมณ์และวิชาการปัจจัยจูงใจเป็น 28.27, 29.99 และ 20.60 ตามลำดับ ในฐานะที่เป็นเอียงหมุนถูกนำมาใช้

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3 . ผลลัพธ์3.1 . การวิเคราะห์เบื้องต้น3.1.1 . การทำความสะอาดและการคัดกรองข้อมูลน้อยกว่า 5% ของกลุ่มตัวอย่างมีความสัมพันธ์กับข้อมูลที่ขาดหายไป และหายไปข้อมูลใน USDI ลบเพื่อหลีกเลี่ยง overfitting ข้อมูลในการวิเคราะห์ปัจจัย ( tabachnick และ fidell , 2001 ) วิชาที่มีข้อมูลขาดหายไปในระดับอื่น ๆได้รับการยกเว้นจากการวิเคราะห์ดังกล่าว บางรายมีลาดและที่มีสองค่าผิดปกติ รายการเหล่านี้ถูกเปลี่ยน แต่ข้อมูลเดิมมาใช้เป็นแปลงไม่ได้เปลี่ยนออก3.1.2 . ความสอดคล้องภายในของดาสกํา– s และค่าสัมประสิทธิ์อัลฟ่าสำหรับ Dass ทั้งหมด , ภาวะซึมเศร้าและความเครียดระดับย่อยเท่ากับ . 97 , . 94 , . 92 และ . 93 ตามลำดับ ( n = 164 , 168 , 168 แล้ว 166 ) อัลฟาสำหรับสิบรายการของกํา–ถูกยังยอมรับ , . 87 ( n = 168 ) มันคำนวณหลังจากกลับของห้าส่ง worded รายการ3.2 . การวิเคราะห์ปัจจัยเดิม 46 รายการใน USDI ถูกสำรวจ การวิเคราะห์องค์ประกอบโดยใช้ SPSS 11.5 แพคเกจสถิติ ( SPSS Inc . , 2002 ) มีการวิจัยน้อย เป็นต้น ปัจจัยของภาวะซึมเศร้าของนักเรียน การวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงสำรวจ ใช้เพื่อกำหนดจำนวนและธรรมชาติของปัจจัยเหล่านั้น ( tabachnick และ fidell , 2001 ) การตอบสนองของผู้เรียน เพื่อใช้ในการวิเคราะห์องค์ประกอบ หลังจากที่ไม่รวมกรณีมีข้อมูลสูญหายบน USDI .ผลการทดสอบพบว่า USDI 46 รายการเดิม factorable . ไกเซอร์ฯ ( เมเยอร์ olkin วัดตัวอย่างเพียงพอเท่ากับ . 94 ระบุว่า " อัศจรรย์ " ระดับของ intercorrelations ระหว่างรายการ ( 1974 Kaiser ) ในทำนองเดียวกัน บาร์ทเล็ทท์เป็นแบบกลม พบว่า มีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญเพียงพอระหว่างรายการทําการวิเคราะห์ปัจจัย χประมาณ 2 ( 1035 ) = 7692.461 , p < . 001 .สำหรับปัจจัยที่ถูกระบุบนพื้นฐานของค่าและทดสอบหินกรวด . เก้าปัจจัยที่มีค่ามากกว่าหนึ่งและพวกเขาอธิบายว่า 60 % ของความแปรปรวน ( ผม et al . , 1998 ) อย่างไรก็ตาม พบว่ามี 4 ปัจจัยที่ scree ทดสอบสัดส่วนขนาดใหญ่ของความแปรปรวน apportioned กับพวกเขามากกว่าปัจจัยที่เหลือ ( แคทเทล , 1966 ) 4 ปัจจัย ที่เป็นหมายเลขนี้ได้มากขึ้นสอดคล้องกับทฤษฎีก่อนหน้านี้เกี่ยวกับอาการของโรคซึมเศร้า และส่งผลให้โซลูชั่นที่ยัง interpretable ที่สุดการวิเคราะห์ปัจจัยเริ่มต้นวิ่งทั้งหลักการ ส่วนประกอบและวิธีสกัดตัวประกอบร่วม และเฉียง ) และการหมุน โซลูชั่นที่คล้ายคลึงกันทั่วทุกวิธีการ ระบุว่า ปัจจัยที่มีเสถียรภาพ ( กอร์เซิช , 1983 ) แฟคตอริ่งแกนหลักการ วิธีการของการวิเคราะห์ปัจจัยเดียวกันคือเลือกที่จะแยกทางออกเพราะมันอาศัยเฉพาะในความแปรปรวนร่วม และเป็นผลให้ลดโอกาสของความผิดพลาดและเพิ่มขึ้นดังนั้น replicability และอคติน้อยลงกว่ารุ่นองค์ประกอบหลัก ( สนุ๊ก และกอร์เซิช , 1989 ) เป็นบลิมินโดยตรง ( เฉียง ) หมุนมาใช้เป็นสามสี่เริ่มต้นปัจจัยที่มีความสัมพันธ์กันเมื่อแยกและการสอน พบว่า รายการก็ค่อย ๆ ลดลง ปัจจัยที่สี่ คือ ไม่มีความสัมพันธ์กับคนอื่น ๆและดังนั้นจึงไม่ถือเป็นการสร้างต้นแบบของภาวะซึมเศร้าของนักศึกษา ( ความสัมพันธ์ระหว่างปัจจัย . 03 - 12 ) ดังนั้นมันจึงลดลงและการวิเคราะห์จะใช้เพียงสามปัจจัยรายการเพิ่มเติมบริสุทธิ์โดยกระบวนการที่เกี่ยวข้องกับการลบรายการค่อยๆ communalities น้อย ภาระ . รายการที่มีการสกัด communalities น้อยกว่าหรือเท่ากับ 3 ถูกลดลงเพื่อให้แน่ใจว่า ความแปรปรวนในรายการระดับที่เหลือมีความสัมพันธ์กับรายการอื่น ๆและดังนั้นจึงเกี่ยวข้องกับการสร้างภาวะซึมเศร้าของนักศึกษา ( tabachnick และ fidell , 2001 ) รายการที่ถูกลบหากพวกเขามีภาระปัจจัยเฉพาะน้อยกว่า 4 ปัจจัยทั้งหมด หลังจากโครงสร้างเมทริกซ์ก็ปรึกษาเพื่อให้แน่ใจว่าทั้งหมดกระทำยังต่ำ ( ผม et al . , 1998 ) รายการต่ำ กระทำเพื่อให้แน่ใจว่ารายการที่ถูกลบแบบปานกลางอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ที่เป็นเอกลักษณ์ กับความแปรปรวนของลักษณะของภาวะซึมเศร้าของนักศึกษา ( ผม et al . , 1998 )3.3 . การวิเคราะห์องค์ประกอบผลระดับสุดท้ายการวิเคราะห์ปัจจัยที่มีผลใน 30 รายการที่โหลดขนาดสามปัจจัย ดังแสดงในตารางที่ 1 ยางแตก 1 , ปัจจัย , จำนวน 9 รายการ ประกอบด้วย รายการเกี่ยวกับยางแตก , ความเข้มข้นของปัญหาและการปฏิบัติงาน ปัจจัย 2 ด้าน / อารมณ์ ประกอบด้วย 14 รายการ ซึ่งรวมถึงรายการเกี่ยวกับด้านอารมณ์และการรับรู้ของภาวะซึมเศร้า โดยเฉพาะความคิดฆ่าตัวตาย , รู้สึกไร้ค่าและว่างเปล่า อารมณ์ และความเศร้า แรงจูงใจในการศึกษา 3 ปัจจัย ประกอบด้วย 7 รายการ ประกอบด้วย รายการเกี่ยวกับงานแรงจูงใจ และการศึกษา โดยเฉพาะการบรรยายการเข้าร่วมและแรงจูงใจในการเรียน ความแปรปรวนทั้งหมดอธิบายได้ด้วยปัจจัยเหล่านี้คำนวณได้จากผลบวกของกำลังสองภาระจากโครงสร้างของเมทริกซ์ ความแปรปรวนทั้งหมดอธิบายด้วยความง่วง สติปัญญา / อารมณ์และวิชาการปัจจัยจูงใจ 28.27 29.99 , และ 20.60 ตามลำดับ เป็นแบบหมุนใช้