3.2. Factor analytic model resultsT

3.2. Factor analytic model results
The three previously published factor models were tested using
confirmatory factor analysis in the African American (AA) and
European American (EA) samples separately. Tables 1 and 2
present both the originally published factor analysis results (Beck
et al., 1988), along with the result from the current data from our
sample (‘‘Current’’). In the AA sample (Table 1), each of the models
provided acceptable fit. Global fit indices (x2, x2/df, RMSEA, TLI,
CFI) indicated that the six-factor model of Morin et al. (1999)
provided the best fit to the data in that both TLI and CFI were
greater than 0.9, RMSEA was less than 0.1, and the x2/df ratio was
less than 2. The two- and four-factor solutions published by Beck
et al. (1988) and Osman et al. (2002), respectively, provided
acceptable fit to the data, but did not fit the data as well as the sixfactor
Morin et al. (1999) model. Within the Morin et al. model, all
factor loadings were positive, statistically significant (p < .05) and
were greater than 0.3. However, within the Morin model
convergence problems were noted, and the standardized factor
loading for BAI item 13 was greater than 1.0. Further analysis of the
correlation matrix indicated that two items from the ‘‘motor
tension’’ factor, BAI items 12 (‘‘Hands trembling’’) and 13
(‘‘Shaky’’), were very highly correlated (r > 0.77) suggesting that
these contributed to the convergence problems. The factor
loadings in the two- and four-factor models were also positive
and significant. As expected, all factor intercorrelations were
statistically significant, positive, and of similar magnitude to those
reported in prior factor analytic studies of the BAI (ranging from .26
to .56). In the six-factor model two-factor intercorrelations were
not statistically significant and of smaller magnitude (r = .11, .19).
A similar pattern emerged across models in the EA sample
(Table 2) in that the global fit indices were strongest for the Morin
et al. six-factor model compared to the Osman et al. four-factor and
Beck et al. two-factor model. However, in general, each of these
models yielded poorer fit in the EA sample than in the AA sample.
Even the best of the previously published factor models yielded
only acceptable, but not excellent fit (Morin six-factor: x2/df
ratio > 2, TLI = .93, CFI .92, RMSEA 0.9). Moreover, the two-factor
model did not achieve acceptable fit in this sample (x2/df ratio > 2,
TLI = .86, CFI .88, RMSEA 0.12) and the four-factor model
demonstrated only marginally acceptable fit (x2/df ratio > 2,
TLI = .91, CFI .89, RMSEA 0.105). Similar to the AA results, all
factor intercorrelations were statistically significant, positive, and
of similar magnitude to those reported in prior factor analytic
studies of the BAI (ranging from .16 to .41). One factor
intercorrelation in the six-factor model was not statistically
significant.
3.3. Model revisions via exploratory factor analysis and confirmatory
factor analysis
Because the previously published models did not achieve
excellent fit in the current analyses, particularly in the EA sample,
we used an empirically driven approach similar to that of Osman
et al. (2002) to determine if there was a better fitting factor model
for these two samples. Using Mplus we conducted an exploratory
factor analysis on the full sample to determine if a more optimal
factor solution might exist in these data and followed this with
confirmatory factor analyses in each sample to estimate global fit
indices as a point of comparison with the previously published
factor models described above. Because BAI items 12 (‘‘Hands
trembling’’) and 13 (‘‘Shaky’’) were very highly correlated

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

3.2 การผลคู่รุ่นคูณ
สามปัจจัยที่เผยแพร่ก่อนหน้านี้รุ่นทดสอบใช้
วิเคราะห์ปัจจัยเสร็จในแอฟริกันอเมริกัน (AA) และ
อเมริกันยุโรป (เอ) ตัวอย่างแยกต่างหาก ตาราง 1 และ 2
ทั้งเดิมประกาศตัวนำเสนอผลการวิเคราะห์ (เบ็ค
et al., 1988), พร้อมกับผลลัพธ์จากข้อมูลปัจจุบันจากของเรา
ตัวอย่าง (''ปัจจุบัน '') ในตัวอย่าง AA (ตาราง 1), แต่ละรูปแบบ
ให้พอยอมรับ สากลพอดีดัชนี (x 2, x 2/df, RMSEA, TLI,
CFI) ระบุที่รุ่น 6 ปัจจัยของโมรินร้อยเอ็ด al. (1999)
ให้พอดีกับข้อมูลที่ TLI และ CFI
ค่ามากกว่า 0.9, RMSEA มีค่าน้อยกว่า 0.1 และมีอัตราส่วน x 2/df
2 น้อยกว่า โซลูชั่นสอง - และ 4 ปัจจัยเผยแพร่ โดยเบ็ค
et al (1988) และ al. et สแมน (2002), ตามลำดับ
ยอมรับพอดีกับข้อมูล แต่ไม่พอข้อมูลเป็น sixfactor
รุ่นโมรินร้อยเอ็ด al. (1999) แบบจำลองภายในเดอะโมรินร้อยเอ็ด al. ทั้งหมด
loadings ปัจจัยมีค่าบวก อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ (p < .05) และ
ได้มากกว่า 0.3 อย่างไรก็ตาม ในแบบโมริน
บรรจบกันที่มีระบุปัญหา และตัวมาตรฐาน
โหลดสำหรับไบสินค้า 13 มีค่ามากกว่า 1.0 เพิ่มเติมวิเคราะห์
เมตริกซ์สหสัมพันธ์ระบุว่า 2 รายการจาก '' มอเตอร์
แรง '' ปัจจัย สินค้าไบ (นิ้วมืองก ๆ '' 12 และ 13
(''เสียงสั่นนิ้ว), ถูกมากสูง correlated (r > 0.77) แนะนำที่
นี้ส่วนปัญหาบรรจบกัน ตัว
ยังมี loadings รุ่นสอง - และ 4 ปัจจัยบวก
และสำคัญ ตามที่คาดไว้ intercorrelations ปัจจัยทั้งหมด
อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ บวก และขนาดคล้ายกับ
รายงานในการศึกษาปัจจัยก่อนคู่ไบ (ตั้งแต่ 26
กับ.56). ในรูปแบบปัจจัยที่หก คูณสอง intercorrelations ถูก
อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติไม่ และขนาดเล็ก (r =.11, . 19) .
รูปแบบคล้ายเกิดข้ามรุ่นใน
(Table 2) ตัวอย่าง EA ที่ดัชนีพอดีระดับโลกแข็งแกร่งสำหรับการโมริน
et al. หกคูณรุ่นเปรียบเทียบการสแมน et al. ปัจจัยสี่ และ
แบบจำลองปัจจัยสองเบ็ค et al. อย่างไรก็ตาม ในทั่วไป แต่ละเหล่านี้
รุ่นเต็มพอดีย่อมจาก EA ตัวอย่างกว่าใน AA อย่าง
แม้ส่วนรุ่นคูณก่อนหน้านี้ประกาศผล
ยอมรับเท่านั้น แต่ไม่ดีพอ (โมรินหกคูณ: x 2/df
อัตรา > 2, TLI =.93, CFI .92, RMSEA 0.9) นอก ตัวสอง
รุ่นไม่บรรลุพอยอมรับได้ในตัวอย่างนี้ (อัตราส่วน x 2/df > 2,
TLI =.86, .88, CFI RMSEA 0.12) และรูปแบบตัวคูณ 4
แสดงให้พอดีเฉพาะดียอมรับได้ (อัตราส่วน x 2/df > 2,
TLI =.91, CFI .89, RMSEA 0.105) คล้ายกับผลลัพธ์ AA ทั้งหมด
intercorrelations ปัจจัยได้อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ บวก และ
ของขนาดคล้ายผู้รายงานทราบอัตราคู่
ศึกษาไบ (ตั้งแต่.16 .41). ปัจจัยหนึ่ง
intercorrelation ในแบบจำลองปัจจัยที่หกไม่ทางสถิติ
สำคัญ.
3.3 รุ่นปรับปรุงที่ ผ่านการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงบุกเบิก และเสร็จ
ปัจจัยวิเคราะห์
เนื่องจากรุ่นก่อนหน้านี้ประกาศไม่ได้
พอดีในวิเคราะห์ปัจจุบัน โดยเฉพาะอย่างยิ่งในตัวอย่าง EA,
เราใช้วิธีการขับเคลื่อน empirically สแมน
et al. (2002) เพื่อตรวจสอบถ้ามีกระชับดีปัจจัยรูปแบบ
ตัวอย่างสองเหล่านี้ เราใช้ Mplus ดำเนินการเชิงบุกเบิก
ปัจจัยวิเคราะห์บนตัวอย่างเต็มรูปแบบเพื่อกำหนดถ้าเหมาะสมมาก
ตัวแก้ไขปัญหาอาจมีอยู่ในข้อมูลเหล่านี้ และตามนี้ด้วย
วิเคราะห์ปัจจัยเสร็จในแต่ละตัวอย่างการประเมินโลกพอดี
ดัชนีเป็นจุดเปรียบเทียบกับประกาศก่อนหน้านี้
ปัจจัยรูปแบบที่อธิบายไว้ข้างต้น เนื่องจากใบรายการ 12 (นิ้วมือ
งก ๆ '') และ 13 ('' Shaky'') ได้อย่างมาก correlated

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

3.2 ส่งผลให้รูปแบบการวิเคราะห์ปัจจัยที่
สามรูปแบบปัจจัยที่ตีพิมพ์ก่อนหน้านี้ได้รับการทดสอบโดยใช้
การวิเคราะห์ปัจจัยยืนยันในแอฟริกันอเมริกัน (AA) และ
ยุโรปอเมริกัน (EA) ตัวอย่างแยกต่างหาก ตารางที่ 1 และ 2
ในปัจจุบันทั้งสองตีพิมพ์ผลการวิเคราะห์ปัจจัย (เบ็ค
และคณะ. 1988) พร้อมกับผลจากข้อมูลที่เป็นปัจจุบันของเราจาก
ตัวอย่าง ('' ปัจจุบัน'') ในตัวอย่าง AA (ตารางที่ 1) แต่ละรุ่น
ได้รับการยอมรับให้พอดี ดัชนีพอดีทั่วโลก (x2, x2/df, RMSEA, TLI,
CFI) ชี้ให้เห็นว่ารูปแบบที่หกปัจจัยของโมเอตอัล (1999)
ให้เหมาะสมที่สุดกับข้อมูลในการที่ทั้งสอง TLI และ CFI ได้
มากกว่า 0.9 RMSEA น้อยกว่า 0.1 และอัตราส่วน x2/df เป็น
น้อยกว่า 2 สองและการแก้ปัญหาปัจจัยสี่ที่ตีพิมพ์โดยเบ็ค
และอัล (1988) และออสมันตอัล (2002) ตามลำดับให้
พอดีที่ยอมรับของข้อมูล แต่ไม่เหมาะกับข้อมูลที่เป็น sixfactor
โมเอตอัล (1999) รูปแบบที่ ภายในโมเอตอัล รูปแบบทั้งหมด
loadings ปัจจัยบวกอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ (p <0.05) และ
มีมากกว่า 0.3 อย่างไรก็ตามภายในแบบ Morin
ปัญหาลู่ถูกตั้งข้อสังเกตและปัจจัยที่เป็นมาตรฐาน
ในการโหลดตากใบรายการ 13 มากกว่า 1.0 การวิเคราะห์ต่อไปของ
ความสัมพันธ์เมทริกซ์แสดงให้เห็นว่าทั้งสองรายการจากมอเตอร์''
'' ปัจจัยความตึงเครียดรายการตากใบ 12 ('' มือสั่น'') และ 13
(ภาพสั่น''''), มีความสัมพันธ์สูงมาก (r> 0.77) บอกว่า
สิ่งเหล่านี้มีส่วนทำให้ปัญหาการบรรจบกัน ปัจจัย
แรงในสองรูปแบบและปัจจัยสี่ยังเป็นบวก
และมีความสำคัญ คาดว่าจะเป็นปัจจัยทั้งหมด intercorrelations มี
นัยสำคัญทางสถิติบวกและความสำคัญที่คล้ายคลึงกับที่
มีการรายงานในการศึกษาก่อนการวิเคราะห์ปัจจัยของตากใบ (ตั้งแต่ .26
ถึง .56) ในรูปแบบหกปัจจัย intercorrelations สองปัจจัยที่มี
นัยสำคัญทางสถิติไม่และขนาดเล็ก (r = 0.11, 0.19)
รูปแบบที่คล้ายกันโผล่ออกมาในรูปแบบในตัวอย่างของอีเอ
(ตารางที่ 2) ในการที่ดัชนีพอดีทั่วโลกเป็นที่แข็งแกร่ง สำหรับโม
เอตอัล รุ่นหกปัจจัยเทียบกับออสมันตอัล ปัจจัยสี่และ
เบ็คและอัล แบบสองปัจจัย แต่โดยทั่วไปแต่ละเหล่านี้
รูปแบบการให้ผลพอดียากจนในตัวอย่างของอีเอกว่าในตัวอย่าง AA
แม้แต่ที่ดีที่สุดของการเผยแพร่ก่อนหน้านี้รูปแบบปัจจัยที่ให้ผล
ที่ยอมรับได้เท่านั้น แต่ไม่ได้แบบที่ดี (Morin หกปัจจัย: x2/df
อัตราส่วน> 2 TLI = .93, .92 CFI, RMSEA 0.9) นอกจากนี้สองปัจจัย
แบบไม่บรรลุพอดีที่ยอมรับในตัวอย่างนี้ (อัตราส่วน x2/df> 2,
TLI = .86, .88 CFI, RMSEA 0.12) และแบบจำลองปัจจัยสี่
แสดงให้เห็นถึงความพอดีที่ยอมรับได้เพียงเล็กน้อย (x2/df อัตราส่วน> 2,
TLI = .91, .89 CFI, RMSEA 0.105) คล้ายกับผล AA ทั้งหมด
intercorrelations ปัจจัยที่มีนัยสำคัญทางสถิติบวกและ
ความสำคัญที่คล้ายคลึงกับที่มีการรายงานในก่อนที่ปัจจัยการวิเคราะห์
การศึกษาของตากใบ (ตั้งแต่ 0.16-0.41) ปัจจัยหนึ่ง
intercorrelation ในรูปแบบหกปัจจัยไม่ได้ทางสถิติ
อย่างมีนัยสำคัญ
3.3 การแก้ไขรูปแบบผ่านการวิเคราะห์ปัจจัยการสำรวจและยืนยัน
การวิเคราะห์ปัจจัย
เพราะรูปแบบการเผยแพร่ก่อนหน้านี้ไม่ประสบความสำเร็จ
แบบที่ดีในการวิเคราะห์ในปัจจุบันโดยเฉพาะอย่างยิ่งในกลุ่มตัวอย่างของอีเอ
เราใช้วิธีการสังเกตุการขับเคลื่อนแบบเดียวกับที่ออสมัน
ตอัล (2002) เพื่อตรวจสอบว่ามีรูปแบบปัจจัยที่เหมาะสมที่ดีกว่า
สำหรับทั้งสองตัวอย่าง ใช้ mplus เราดำเนินการสอบสวน
การวิเคราะห์ปัจจัยในตัวอย่างเต็มรูปแบบเพื่อตรวจสอบว่าเหมาะสมมากขึ้น
การแก้ปัญหาปัจจัยที่อาจจะมีอยู่ในข้อมูลเหล่านี้และตามด้วย
การวิเคราะห์ปัจจัยยืนยันในแต่ละตัวอย่างเพื่อประเมินความเหมาะสมของโลก
ดัชนีเป็นจุดของการเปรียบเทียบกับการเผยแพร่ก่อนหน้านี้
ปัจจัย รูปแบบที่อธิบายข้างต้น เพราะรายการที่ตากใบ 12 ('' มือ
สั่น'') และ 13 (ภาพสั่น'''') มีความสัมพันธ์อย่างมาก

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3.2 . แบบจำลองวิเคราะห์ผลปัจจัย
3 เผยแพร่ก่อนหน้านี้ปัจจัยรูปแบบจำนวน
การวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยันในแอฟริกาอเมริกันและยุโรปอเมริกัน ( AA )
( EA ) ตัวอย่างแยก ตารางที่ 1 และ 2
ปัจจุบันทั้งตีพิมพ์ปัจจัยการวิเคราะห์ผล ( Beck
et al . , 1988 ) พร้อมกับผลจากข้อมูลปัจจุบันจากตัวอย่างของเรา
( ''current ' ' )ในตัวอย่าง AA ( ตารางที่ 1 ) แต่ละรุ่น
ให้พอดีได้ ดัชนีโลกพอดี ( X2 X2 / df , RMSEA tli
, , CFI ) พบว่า ปัจจัยที่หกรูปแบบของโมริน et al . ( 1999 )
ให้พอดีกับข้อมูลที่ทั้งถูกและ tli CFI
มากกว่า 0.9 , RMSEA น้อยกว่า 0.1 และอัตราส่วน x2 / df คือ
น้อยกว่า 2 สอง - สี่ด้านโซลูชั่นเผยแพร่โดย Beck
et al .( 1988 ) และอุสมาน et al . ( 2002 ) ตามลำดับ โดย
พอดียอมรับในข้อมูล แต่ไม่เหมาะกับข้อมูล รวมทั้ง sixfactor
โมริน et al . ( 1999 ) นางแบบ ภายใน โมริน et al . รุ่นครอบคลุมปัจจัยทั้งหมด
บวก อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( p < . 05 ) และ
มากกว่า 0.3 อย่างไรก็ตาม ภายในรูปแบบ
บรรจบปัญหาโมริน สังเกต และมาตรฐานปัจจัย
โหลดสำหรับใบรายการ 13 สูงกว่า 1.0 เพิ่มเติมการวิเคราะห์
เมทริกซ์สหสัมพันธ์พบว่าสองรายการจาก 'motor
' แรง ' ' ด้าน ใบรายการที่ 12 ( ''hands สั่น ' ' ) และ 13
( ''shaky ' ' ) เป็นระดับสูง ( r > 0.77 ) บอกว่า
เหล่านี้มีส่วนร่วมกับปัญหาการลู่เข้า . ปัจจัย
กระทำใน 2 - 4 ปัจจัยรูปแบบและยังเป็นบวก
และที่สำคัญ อย่างที่คาดไว้ intercorrelations ปัจจัยทั้งหมด
อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ , บวก , และขนาดคล้ายคลึงกับ
รายงานในการศึกษาปัจจัยวิเคราะห์ก่อนใบ ( ตั้งแต่ . 26
. 56 ) ในแบบสองปัจจัยคือปัจจัย 6 intercorrelations
ไม่แตกต่างกันและขนาดเล็ก ( r = . 11 , 19 ) .
รูปแบบคล้ายกันโผล่ออกมาในรูปแบบใน EA ตัวอย่าง
( ตารางที่ 2 ) ในดัชนีพอดีระดับโลกที่แข็งแกร่งสำหรับโมริน
et al . หกปัจจัยรูปแบบเมื่อเทียบกับอุสมาน et al . สี่ปัจจัยและ
Beck et al . สองปัจจัยรูปแบบ อย่างไรก็ตาม โดยทั่วไปแต่ละรุ่นเหล่านี้
) พอดียากจนใน EA ตัวอย่างกว่าในตัวอย่าง aa .
แม้แต่ที่ดีที่สุดของการตีพิมพ์ก่อนหน้านี้ปัจจัยรูปแบบให้ผล
เท่านั้นที่สามารถยอมรับได้ แต่ที่ยอดเยี่ยมไม่พอดี ( โมรินหกปัจจัย : x2
/ df ) > 2 , tli CFI = . 93 , . 92 , RMSEA = ) นอกจากนี้ ปัจจัยที่สอง
แบบไม่ได้บรรลุพอดีที่ยอมรับได้ ในตัวอย่างนี้ ( x2 / df เท่ากับ > 2
tli CFI = . 86 , . 88 , RMSEA 0.12 ) และปัจจัย 4 รูปแบบ
แสดงเพียงเล็กน้อยยอมรับได้พอดี ( X2 / df เท่ากับ > 2
tli CFI = . 91 , . 89 , RMSEA 0.105 ) คล้ายกับผล AA ทั้งหมด
intercorrelations อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ปัจจัยบวก และ
ขนาดคล้ายคลึงกับรายงานก่อนปัจจัยวิเคราะห์
การศึกษาของไป๋ ( ตั้งแต่ 16 ถึง . 41 ) . หนึ่งในปัจจัยที่หกปัจจัย

แบบไม่ได้มีนัยสำคัญ .
3 . การแก้ไขรูปแบบผ่านการวิเคราะห์ปัจจัยและการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงสำรวจ

เพราะก่อนหน้านี้เผยแพร่แบบจำลองไม่ได้บรรลุ
พอดีกับที่ดีเยี่ยมในการวิเคราะห์ในปัจจุบัน โดยเฉพาะอย่างยิ่งใน EA ตัวอย่าง
เราใช้สังเกตุวิธีการขับเคลื่อนคล้ายกับที่ของอุสมาน
et al . ( 2002 ) ระบุว่า มีรูปแบบที่เหมาะสมดีกว่า
ปัจจัยเหล่านี้สองตัวอย่าง ใช้มพลัส เราทำการสำรวจ
การวิเคราะห์องค์ประกอบในตัวอย่างเต็มรูปแบบเพื่อดูว่าเหมาะสมมากขึ้น
โซลูชั่นปัจจัยที่อาจมีอยู่ในข้อมูลเหล่านี้ และตามด้วยการวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยันในแต่ละตัวอย่าง

พอดีประเมินดัชนีทั่วโลก เป็นจุดของการเปรียบเทียบกับก่อนหน้านี้ที่ตีพิมพ์
ปัจจัยโมเดลที่อธิบายข้างต้น เพราะใบรายการที่ 12 ( ''hands
สั่น ' ' ) และ 13 ( ''shaky ' ' ) อยู่ในระดับสูงมาก