- ข้อความ
- ประวัติศาสตร์
taking weight loss supplements. Int
taking weight loss supplements. Interestingly, an interaction of
supplement manipulation and type of food items was also found
[F(1, 67) ¼ 84.73; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.55] (Table 1): The
supplement group ate more less healthy than healthy items [F(1,
33) ¼ 26.21; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.44], whereas the control
group ate more healthy than less healthy items [F(1, 33) ¼ 9.12; P
< 0.005; partial h2 ¼ 0.21].
Following a previous study [10], we conducted a mediation
analysis to examine whether perceived progress (mean ¼ 4.10;
SD ¼ 1.19) toward the goal of weight reduction mediated the
connection between the use of weight loss supplements and the
number of food items eaten, treating the control condition as the
reference group (0 ¼ placebo, 1 ¼ weight loss supplement).
Taking supplements predicted the number of food items eaten
when we did not control for perceived progress toward the goal
of weight reduction (b ¼ 1.40; SE ¼ 0.40; t ¼ 3.50; P < 0.001), but
itwas not a significant predictor when we controlled for progress
toward this goal (b ¼ 0.56; SE ¼ 0.43; t ¼ 1.318; P > 0.19). A
bootstrap analysis [13] showed that the 95% bias-corrected
confidence interval (0.42–1.45) for the indirect effect (b ¼ 0.84;
SE ¼ 0.26; bootstrap resamples ¼ 5000) excluded zero, suggesting
a significant mediating effect.
With regard to the moderating role of attitudes toward
weight loss supplements, this study standardized attitude scores,
dummy-coded the supplement use condition as 1 (0 ¼ control),
and computed an interaction term by multiplying the two. We
then tested a regression equation predicting the total number of
food items eaten using condition, attitude toward supplements,
and their interaction. This revealed a significant main effect of
supplement manipulation (b ¼ 0.37; P < 0.001; partial f2 ¼ 0.15),
which is congruent with the prior analysis of covariance finding
showing that participants who purportedly used weight
loss supplements ate more food items than controls. Attitude
toward weight loss supplements was not a significant predictor
of number of food items eaten (b ¼ 0.02; P > 0.87), but
the hypothesized interaction between attitudes toward supplements
and condition was significant (b ¼ 0.72; P < 0.001; partial
f2 ¼ 0.25).
To interpret this interaction, simple slopes at various levels of
the moderator were tested separately [14]. At 1 SD below the
mean score for attitudes toward weight loss supplements, the
liberating effect was not significant: Supplement use decreased
the number of food items eaten by 0.33 (t ¼ 0.73; P > 0.30). As
predicted, the liberating effect was significant at the mean score
for attitudes: Participants in the supplement group ate 1.32 items
more than those in the control group (t ¼ 4.95; P < 0.001). The
licensing effect was even stronger at 1 SD above the mean score
for attitudes: Perceived supplement use increased consumption
by 2.98 food items (t ¼ 11.86; P < 0.001).
In short, the results supported our hypothesis that taking
weight loss supplements was associated with an inclination to
eat more food. This linkwas driven by perceived progress toward
the goal of weight reduction. The liberating effect of taking
weight loss supplements on food consumption became more
prominent as attitudes toward this kind of supplement became
more positive.
supplement manipulation and type of food items was also found
[F(1, 67) ¼ 84.73; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.55] (Table 1): The
supplement group ate more less healthy than healthy items [F(1,
33) ¼ 26.21; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.44], whereas the control
group ate more healthy than less healthy items [F(1, 33) ¼ 9.12; P
< 0.005; partial h2 ¼ 0.21].
Following a previous study [10], we conducted a mediation
analysis to examine whether perceived progress (mean ¼ 4.10;
SD ¼ 1.19) toward the goal of weight reduction mediated the
connection between the use of weight loss supplements and the
number of food items eaten, treating the control condition as the
reference group (0 ¼ placebo, 1 ¼ weight loss supplement).
Taking supplements predicted the number of food items eaten
when we did not control for perceived progress toward the goal
of weight reduction (b ¼ 1.40; SE ¼ 0.40; t ¼ 3.50; P < 0.001), but
itwas not a significant predictor when we controlled for progress
toward this goal (b ¼ 0.56; SE ¼ 0.43; t ¼ 1.318; P > 0.19). A
bootstrap analysis [13] showed that the 95% bias-corrected
confidence interval (0.42–1.45) for the indirect effect (b ¼ 0.84;
SE ¼ 0.26; bootstrap resamples ¼ 5000) excluded zero, suggesting
a significant mediating effect.
With regard to the moderating role of attitudes toward
weight loss supplements, this study standardized attitude scores,
dummy-coded the supplement use condition as 1 (0 ¼ control),
and computed an interaction term by multiplying the two. We
then tested a regression equation predicting the total number of
food items eaten using condition, attitude toward supplements,
and their interaction. This revealed a significant main effect of
supplement manipulation (b ¼ 0.37; P < 0.001; partial f2 ¼ 0.15),
which is congruent with the prior analysis of covariance finding
showing that participants who purportedly used weight
loss supplements ate more food items than controls. Attitude
toward weight loss supplements was not a significant predictor
of number of food items eaten (b ¼ 0.02; P > 0.87), but
the hypothesized interaction between attitudes toward supplements
and condition was significant (b ¼ 0.72; P < 0.001; partial
f2 ¼ 0.25).
To interpret this interaction, simple slopes at various levels of
the moderator were tested separately [14]. At 1 SD below the
mean score for attitudes toward weight loss supplements, the
liberating effect was not significant: Supplement use decreased
the number of food items eaten by 0.33 (t ¼ 0.73; P > 0.30). As
predicted, the liberating effect was significant at the mean score
for attitudes: Participants in the supplement group ate 1.32 items
more than those in the control group (t ¼ 4.95; P < 0.001). The
licensing effect was even stronger at 1 SD above the mean score
for attitudes: Perceived supplement use increased consumption
by 2.98 food items (t ¼ 11.86; P < 0.001).
In short, the results supported our hypothesis that taking
weight loss supplements was associated with an inclination to
eat more food. This linkwas driven by perceived progress toward
the goal of weight reduction. The liberating effect of taking
weight loss supplements on food consumption became more
prominent as attitudes toward this kind of supplement became
more positive.
0/5000
การสูญเสียน้ำหนักผลิตภัณฑ์เสริมอาหาร เป็นเรื่องน่าสนใจ การโต้ตอบของจัดการเสริมและชนิดของรายการอาหารนอกจากนี้ยังพบ[F (1, 67) ¼ 84.73 P < 0.001 h2 บางส่วน¼ 0.55] (ตารางที่ 1): การกลุ่มอาหารเสริมกินเพื่อสุขภาพมากกว่าน้อยกว่าสินค้าสุขภาพ [F (133) ¼ 26.21 P < 0.001 h2 บางส่วน¼ 0.44], ในขณะที่ตัวควบคุมกลุ่มที่กินอาหารเสริมเพื่อสุขภาพสินค้าสุขภาพน้อยกว่า [F (1, 33) ¼ 9.12 P< 0.005 h2 บางส่วน¼ 0.21]ต่อก่อนหน้านี้ศึกษา [10], เราดำเนินการกาชาดการตรวจสอบว่าการรับรู้ความก้าวหน้า (เฉลี่ย¼ 4.10SD ¼ 1.19) เทียบกับเป้าหมายของการลดน้ำหนัก mediatedเชื่อมต่อระหว่างการใช้อาหารเสริมน้ำหนักและจำนวนรายการอาหารที่กิน ที่รักษาสภาพควบคุมเป็นการกลุ่มอ้างอิง (0 ประการ¼ 1 ¼หนัก)การเสริมทำนายหมายเลขของรายการอาหารที่กินเมื่อเราไม่ได้ควบคุมการรับรู้ความก้าวหน้าเทียบกับเป้าหมายลดน้ำหนัก (¼ 1.40; b SE ¼ 0.40 t ¼ 3.50 P < 0.001), แต่ไม่จำนวนประตูที่สำคัญเมื่อเราควบคุมสำหรับความคืบหน้าไปยังเป้าหมายนี้ (บี¼ 0.56 SE ¼ 0.43 t ¼ 1.318 P > 0.19) Aเริ่มต้นระบบวิเคราะห์ [13] พบว่า 95% ที่แก้ไขความโน้มเอียงช่วงความเชื่อมั่น (0.42 – ดาวน์โหลด 1.45) สำหรับผลกระทบทางอ้อม (b ¼ 0.84SE ¼ 0.26 เริ่มต้นระบบ resamples ¼ 5000) ไม่รวมศูนย์ แนะนำผล mediating สำคัญเกี่ยวกับเจตคติบทบาท moderatingอาหารเสริมน้ำหนัก ศึกษามาตรฐานทัศนคติคะแนนรหัสหุ่นเสริมที่ใช้เงื่อนไข 1 (0 ¼ควบคุม),และคำนวณระยะการโต้ตอบ โดยการคูณสอง เราจากนั้น ทดสอบสมการถดถอยที่ตัวเลขรวมของรายการอาหารที่กินโดยใช้เงื่อนไข ทัศนคติต่อผลิตภัณฑ์เสริมอาหารและการโต้ตอบ ผลหลักสำคัญของการเปิดเผยนี้จัดการอาหารเสริม (¼ 0.37; b P < 0.001 f2 บางส่วน¼ 0.15),ซึ่งเป็นแผง ด้วยการวิเคราะห์ความแปรปรวนร่วมค้นหาก่อนหน้านี้แสดงว่าผู้เรียนที่ใช้น้ำหนัก purportedlyอาหารเสริมกินสินค้าอาหารมากกว่าการควบคุม ทัศนคติต่อน้ำหนักอาหารเสริมไม่ใช่ผู้ทายผลอย่างมีนัยสำคัญจำนวนสินค้าอาหารกินพรม (บี¼ 0.02 P > 0.87), แต่ผลิตภัณฑ์เสริมอาหารค่าโต้ตอบระหว่างเจตคติและเงื่อนไข สำคัญ (ข่าวลือ b ¼ 0.72 P < 0.001 บางส่วนf2 ¼ 0.25)การตีโต้ตอบ ลาดอย่างในระดับต่าง ๆ ของที่นี้ทดสอบผู้ดูแลต่างหาก [14] ที่ 1 SD ที่ด้านล่างนี้หมายถึง คะแนนสำหรับอาหารเสริมน้ำหนัก เจตคติปลดผลไม่สำคัญ: เสริมใช้ลดลงจำนวนรายการอาหารที่กิน โดย 0.33 (t ¼ 0.73 P > 0.30) เป็นทำนาย ผลไซต์อาจถูกสำคัญที่คะแนนเฉลี่ยสำหรับทัศนคติ: ผู้เข้าร่วมในกลุ่มอาหารเสริมกินสินค้า 1.32มากกว่าในกลุ่มควบคุม (¼ 4.95; t P < 0.001) ที่อนุญาตให้ใช้สิทธิ์ผลแข็งแกร่งที่ 1 SD สูงกว่าคะแนนเฉลี่ยสำหรับทัศนคติ: ถือว่าอาหารเสริมที่ใช้ปริมาณการใช้เพิ่มขึ้นโดยรายการอาหาร 2.98 (¼ 11.86; t P < 0.001)ในระยะสั้น ผลสนับสนุนสมมติฐานของเราที่ถ่ายอาหารเสริมน้ำหนักถูกเชื่อมโยงกับแง่ที่กินอาหารมากขึ้น Linkwas นี้ขับเคลื่อน โดยรับรู้ความก้าวหน้าไปเป้าหมายของการลดน้ำหนัก ไซต์อาจผลของการน้ำหนักอาหารเสริมในการบริโภคอาหารก็เพิ่มมากขึ้นกลายเป็นเด่นเป็นเจตคติเสริมชนิดนี้บวกมากขึ้น
การแปล กรุณารอสักครู่..
taking weight loss supplements. Interestingly, an interaction of
supplement manipulation and type of food items was also found
[F(1, 67) ¼ 84.73; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.55] (Table 1): The
supplement group ate more less healthy than healthy items [F(1,
33) ¼ 26.21; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.44], whereas the control
group ate more healthy than less healthy items [F(1, 33) ¼ 9.12; P
< 0.005; partial h2 ¼ 0.21].
Following a previous study [10], we conducted a mediation
analysis to examine whether perceived progress (mean ¼ 4.10;
SD ¼ 1.19) toward the goal of weight reduction mediated the
connection between the use of weight loss supplements and the
number of food items eaten, treating the control condition as the
reference group (0 ¼ placebo, 1 ¼ weight loss supplement).
Taking supplements predicted the number of food items eaten
when we did not control for perceived progress toward the goal
of weight reduction (b ¼ 1.40; SE ¼ 0.40; t ¼ 3.50; P < 0.001), but
itwas not a significant predictor when we controlled for progress
toward this goal (b ¼ 0.56; SE ¼ 0.43; t ¼ 1.318; P > 0.19). A
bootstrap analysis [13] showed that the 95% bias-corrected
confidence interval (0.42–1.45) for the indirect effect (b ¼ 0.84;
SE ¼ 0.26; bootstrap resamples ¼ 5000) excluded zero, suggesting
a significant mediating effect.
With regard to the moderating role of attitudes toward
weight loss supplements, this study standardized attitude scores,
dummy-coded the supplement use condition as 1 (0 ¼ control),
and computed an interaction term by multiplying the two. We
then tested a regression equation predicting the total number of
food items eaten using condition, attitude toward supplements,
and their interaction. This revealed a significant main effect of
supplement manipulation (b ¼ 0.37; P < 0.001; partial f2 ¼ 0.15),
which is congruent with the prior analysis of covariance finding
showing that participants who purportedly used weight
loss supplements ate more food items than controls. Attitude
toward weight loss supplements was not a significant predictor
of number of food items eaten (b ¼ 0.02; P > 0.87), but
the hypothesized interaction between attitudes toward supplements
and condition was significant (b ¼ 0.72; P < 0.001; partial
f2 ¼ 0.25).
To interpret this interaction, simple slopes at various levels of
the moderator were tested separately [14]. At 1 SD below the
mean score for attitudes toward weight loss supplements, the
liberating effect was not significant: Supplement use decreased
the number of food items eaten by 0.33 (t ¼ 0.73; P > 0.30). As
predicted, the liberating effect was significant at the mean score
for attitudes: Participants in the supplement group ate 1.32 items
more than those in the control group (t ¼ 4.95; P < 0.001). The
licensing effect was even stronger at 1 SD above the mean score
for attitudes: Perceived supplement use increased consumption
by 2.98 food items (t ¼ 11.86; P < 0.001).
In short, the results supported our hypothesis that taking
weight loss supplements was associated with an inclination to
eat more food. This linkwas driven by perceived progress toward
the goal of weight reduction. The liberating effect of taking
weight loss supplements on food consumption became more
prominent as attitudes toward this kind of supplement became
more positive.
supplement manipulation and type of food items was also found
[F(1, 67) ¼ 84.73; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.55] (Table 1): The
supplement group ate more less healthy than healthy items [F(1,
33) ¼ 26.21; P < 0.001; partial h2 ¼ 0.44], whereas the control
group ate more healthy than less healthy items [F(1, 33) ¼ 9.12; P
< 0.005; partial h2 ¼ 0.21].
Following a previous study [10], we conducted a mediation
analysis to examine whether perceived progress (mean ¼ 4.10;
SD ¼ 1.19) toward the goal of weight reduction mediated the
connection between the use of weight loss supplements and the
number of food items eaten, treating the control condition as the
reference group (0 ¼ placebo, 1 ¼ weight loss supplement).
Taking supplements predicted the number of food items eaten
when we did not control for perceived progress toward the goal
of weight reduction (b ¼ 1.40; SE ¼ 0.40; t ¼ 3.50; P < 0.001), but
itwas not a significant predictor when we controlled for progress
toward this goal (b ¼ 0.56; SE ¼ 0.43; t ¼ 1.318; P > 0.19). A
bootstrap analysis [13] showed that the 95% bias-corrected
confidence interval (0.42–1.45) for the indirect effect (b ¼ 0.84;
SE ¼ 0.26; bootstrap resamples ¼ 5000) excluded zero, suggesting
a significant mediating effect.
With regard to the moderating role of attitudes toward
weight loss supplements, this study standardized attitude scores,
dummy-coded the supplement use condition as 1 (0 ¼ control),
and computed an interaction term by multiplying the two. We
then tested a regression equation predicting the total number of
food items eaten using condition, attitude toward supplements,
and their interaction. This revealed a significant main effect of
supplement manipulation (b ¼ 0.37; P < 0.001; partial f2 ¼ 0.15),
which is congruent with the prior analysis of covariance finding
showing that participants who purportedly used weight
loss supplements ate more food items than controls. Attitude
toward weight loss supplements was not a significant predictor
of number of food items eaten (b ¼ 0.02; P > 0.87), but
the hypothesized interaction between attitudes toward supplements
and condition was significant (b ¼ 0.72; P < 0.001; partial
f2 ¼ 0.25).
To interpret this interaction, simple slopes at various levels of
the moderator were tested separately [14]. At 1 SD below the
mean score for attitudes toward weight loss supplements, the
liberating effect was not significant: Supplement use decreased
the number of food items eaten by 0.33 (t ¼ 0.73; P > 0.30). As
predicted, the liberating effect was significant at the mean score
for attitudes: Participants in the supplement group ate 1.32 items
more than those in the control group (t ¼ 4.95; P < 0.001). The
licensing effect was even stronger at 1 SD above the mean score
for attitudes: Perceived supplement use increased consumption
by 2.98 food items (t ¼ 11.86; P < 0.001).
In short, the results supported our hypothesis that taking
weight loss supplements was associated with an inclination to
eat more food. This linkwas driven by perceived progress toward
the goal of weight reduction. The liberating effect of taking
weight loss supplements on food consumption became more
prominent as attitudes toward this kind of supplement became
more positive.
การแปล กรุณารอสักครู่..
การถ่ายข้อมูลเพิ่มเติมการสูญเสียน้ำหนัก น่าสนใจ ปฏิสัมพันธ์ระหว่าง
เสริมการจัดการและชนิดของสินค้าอาหารที่พบ
[ f ( 1 , 069 ) ¼ 84.73 ; p < 0.001 ; บางส่วน H2 ¼ 0.55 ] ( ตารางที่ 1 ) :
กลุ่มอาหารเสริมกินมากน้อยสุขภาพมากกว่าสุขภาพรายการ [ f ( , 1
33 ) ¼ 26.21 ; p < 0.001 ; บางส่วน H2 ¼ 0.44 ] ส่วนกลุ่มควบคุม
กินมีสุขภาพดีมากกว่าสุขภาพน้อยลงรายการ [ f ( 1 , 33 ) ¼ 9.12 ; P
< 0.005 ;บางส่วน¼ 0.21 H2 ] .
ต่อไปนี้ [ 10 ] การศึกษาก่อนหน้านี้ เราได้ทำการวิเคราะห์การไกล่เกลี่ย
เพื่อตรวจสอบว่าการรับรู้ความก้าวหน้า ( หมายถึง¼ 4.10 ;
SD ¼ 1.19 ) ไปยังเป้าหมายของการลดน้ำหนักโดย
การเชื่อมต่อระหว่างการใช้อาหารเสริมลดน้ําหนัก และจำนวนของสินค้าอาหาร
กิน รักษาเงื่อนไขการควบคุมเช่น
กลุ่มอ้างอิง ( 0 ¼ ) 1 ¼น้ำหนักเสริมการสูญเสีย
)การเสริมคาดการณ์จำนวนสินค้าอาหารที่รับประทาน
เมื่อเราไม่ควบคุมการรับรู้ความคืบหน้าไปสู่เป้าหมายของการลดน้ำหนัก
( B ¼ 1.40 ; เซ¼ 0.40 ; t ¼ 3.50 ; p < 0.001 ) แต่มันไม่สําคัญตัว
เมื่อเราควบคุมความคืบหน้าไปสู่เป้าหมาย ( B ¼ 0.56 ; เซ¼ 0.43 ¼ 1.061 ; T ; P > 0.19 ) มีการวิเคราะห์บู
[ 13 ] พบว่า 95% แก้ไข
.ช่วงความเชื่อมั่น ( 0.42 ( 1.45 ) สำหรับผลกระทบทางอ้อม ( B ¼ E ;
เซ¼ 0.26 ; บู resamples ¼ 5000 ) รวมศูนย์ แนะนำ
การไกล่เกลี่ย ผล เกี่ยวกับ 3 บทบาทของทัศนคติ
น้ำหนักอาหารเสริมลดน การศึกษาเจตคติ
หุ่นมาตรฐาน , รหัสเสริมใช้เงื่อนไข 1 ( ควบคุม¼
0 )คำนวณระยะและปฏิสัมพันธ์โดยคูณสอง เรา
จากนั้นทดสอบสมการถดถอยที่ทำนายจำนวน
สินค้าอาหารกิน โดยใช้เงื่อนไข เจตคติต่ออาหารเสริม
และการโต้ตอบของพวกเขา แสดงผลหลักที่สําคัญของ
เสริมการจัดการ ( B ¼ 0.37 ; p < 0.001 ; F2
บางส่วน¼ 0.15 ) ซึ่งสอดคล้องกับการวิเคราะห์ความแปรปรวนร่วมค้นหา
ก่อนแสดงให้เห็นว่าผู้ purportedly ใช้อาหารเสริมลดน้ําหนัก
กินรายการอาหารมากกว่าการควบคุม ทัศนคติ
ต่ออาหารเสริมลดน้ําหนักไม่สําคัญทำนาย
ของจำนวนรายการอาหารที่รับประทาน ( บี¼ 0.02 ; p > 0.87 ) แต่ความสัมพันธ์ระหว่างทัศนคติต่อ
และเงื่อนไขเสริมอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( B ¼ 0.72 ; p < 0.001 ; บางส่วน
F2 ¼ 0.25 )ตีความปฏิสัมพันธ์ , ลาดง่ายในระดับต่างๆของ
ผู้ดูแลทดสอบแยก [ 14 ] ที่ 1 SD ข้างล่าง
หมายถึงคะแนนเจตคติ ต่อน้ำหนักอาหารการสูญเสีย , ผลปลดปล่อยอย่างมีนัยสำคัญ : เสริมใช้ลดลง
จำนวนสินค้าอาหารกินโดย 0.33 ( T ¼ 0.73 , p > 0.30 ) โดย
ทำนายผลปลดปล่อยอย่างมีนัยสำคัญที่
คะแนนเฉลี่ยทัศนคติ :ผู้เข้าร่วมในกลุ่มอาหารเสริมกิน 1.32 รายการ
มากกว่ากลุ่มควบคุม ( t ¼ 4.95 ; p < 0.001 )
ใบอนุญาตผลยังแข็งแกร่งที่ 1 SD ข้างบน
คะแนนเฉลี่ยทัศนคติ : การเสริมการใช้เพิ่มขึ้น โดยสินค้าอาหาร ( 2.98
t ¼ 11.86 ; P < 0.001 ) .
ในสั้น ผลการวิจัยสนับสนุนสมมติฐานของเราที่ถ่าย
อาหารเสริมลดน้ําหนักเกี่ยวข้องกับความโน้มเอียง
กิน นี้ linkwas ขับเคลื่อนด้วยการรับรู้ความก้าวหน้า
เป้าหมายการลดน้ำหนัก . ผลของการปลดปล่อย
อาหารเสริมลดน้ําหนักในการบริโภคอาหารมากขึ้น
โดดเด่นเป็นทัศนคติแบบนี้
อาหารเสริมกลายเป็นบวกมากขึ้น
เสริมการจัดการและชนิดของสินค้าอาหารที่พบ
[ f ( 1 , 069 ) ¼ 84.73 ; p < 0.001 ; บางส่วน H2 ¼ 0.55 ] ( ตารางที่ 1 ) :
กลุ่มอาหารเสริมกินมากน้อยสุขภาพมากกว่าสุขภาพรายการ [ f ( , 1
33 ) ¼ 26.21 ; p < 0.001 ; บางส่วน H2 ¼ 0.44 ] ส่วนกลุ่มควบคุม
กินมีสุขภาพดีมากกว่าสุขภาพน้อยลงรายการ [ f ( 1 , 33 ) ¼ 9.12 ; P
< 0.005 ;บางส่วน¼ 0.21 H2 ] .
ต่อไปนี้ [ 10 ] การศึกษาก่อนหน้านี้ เราได้ทำการวิเคราะห์การไกล่เกลี่ย
เพื่อตรวจสอบว่าการรับรู้ความก้าวหน้า ( หมายถึง¼ 4.10 ;
SD ¼ 1.19 ) ไปยังเป้าหมายของการลดน้ำหนักโดย
การเชื่อมต่อระหว่างการใช้อาหารเสริมลดน้ําหนัก และจำนวนของสินค้าอาหาร
กิน รักษาเงื่อนไขการควบคุมเช่น
กลุ่มอ้างอิง ( 0 ¼ ) 1 ¼น้ำหนักเสริมการสูญเสีย
)การเสริมคาดการณ์จำนวนสินค้าอาหารที่รับประทาน
เมื่อเราไม่ควบคุมการรับรู้ความคืบหน้าไปสู่เป้าหมายของการลดน้ำหนัก
( B ¼ 1.40 ; เซ¼ 0.40 ; t ¼ 3.50 ; p < 0.001 ) แต่มันไม่สําคัญตัว
เมื่อเราควบคุมความคืบหน้าไปสู่เป้าหมาย ( B ¼ 0.56 ; เซ¼ 0.43 ¼ 1.061 ; T ; P > 0.19 ) มีการวิเคราะห์บู
[ 13 ] พบว่า 95% แก้ไข
.ช่วงความเชื่อมั่น ( 0.42 ( 1.45 ) สำหรับผลกระทบทางอ้อม ( B ¼ E ;
เซ¼ 0.26 ; บู resamples ¼ 5000 ) รวมศูนย์ แนะนำ
การไกล่เกลี่ย ผล เกี่ยวกับ 3 บทบาทของทัศนคติ
น้ำหนักอาหารเสริมลดน การศึกษาเจตคติ
หุ่นมาตรฐาน , รหัสเสริมใช้เงื่อนไข 1 ( ควบคุม¼
0 )คำนวณระยะและปฏิสัมพันธ์โดยคูณสอง เรา
จากนั้นทดสอบสมการถดถอยที่ทำนายจำนวน
สินค้าอาหารกิน โดยใช้เงื่อนไข เจตคติต่ออาหารเสริม
และการโต้ตอบของพวกเขา แสดงผลหลักที่สําคัญของ
เสริมการจัดการ ( B ¼ 0.37 ; p < 0.001 ; F2
บางส่วน¼ 0.15 ) ซึ่งสอดคล้องกับการวิเคราะห์ความแปรปรวนร่วมค้นหา
ก่อนแสดงให้เห็นว่าผู้ purportedly ใช้อาหารเสริมลดน้ําหนัก
กินรายการอาหารมากกว่าการควบคุม ทัศนคติ
ต่ออาหารเสริมลดน้ําหนักไม่สําคัญทำนาย
ของจำนวนรายการอาหารที่รับประทาน ( บี¼ 0.02 ; p > 0.87 ) แต่ความสัมพันธ์ระหว่างทัศนคติต่อ
และเงื่อนไขเสริมอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( B ¼ 0.72 ; p < 0.001 ; บางส่วน
F2 ¼ 0.25 )ตีความปฏิสัมพันธ์ , ลาดง่ายในระดับต่างๆของ
ผู้ดูแลทดสอบแยก [ 14 ] ที่ 1 SD ข้างล่าง
หมายถึงคะแนนเจตคติ ต่อน้ำหนักอาหารการสูญเสีย , ผลปลดปล่อยอย่างมีนัยสำคัญ : เสริมใช้ลดลง
จำนวนสินค้าอาหารกินโดย 0.33 ( T ¼ 0.73 , p > 0.30 ) โดย
ทำนายผลปลดปล่อยอย่างมีนัยสำคัญที่
คะแนนเฉลี่ยทัศนคติ :ผู้เข้าร่วมในกลุ่มอาหารเสริมกิน 1.32 รายการ
มากกว่ากลุ่มควบคุม ( t ¼ 4.95 ; p < 0.001 )
ใบอนุญาตผลยังแข็งแกร่งที่ 1 SD ข้างบน
คะแนนเฉลี่ยทัศนคติ : การเสริมการใช้เพิ่มขึ้น โดยสินค้าอาหาร ( 2.98
t ¼ 11.86 ; P < 0.001 ) .
ในสั้น ผลการวิจัยสนับสนุนสมมติฐานของเราที่ถ่าย
อาหารเสริมลดน้ําหนักเกี่ยวข้องกับความโน้มเอียง
กิน นี้ linkwas ขับเคลื่อนด้วยการรับรู้ความก้าวหน้า
เป้าหมายการลดน้ำหนัก . ผลของการปลดปล่อย
อาหารเสริมลดน้ําหนักในการบริโภคอาหารมากขึ้น
โดดเด่นเป็นทัศนคติแบบนี้
อาหารเสริมกลายเป็นบวกมากขึ้น
การแปล กรุณารอสักครู่..
ภาษาอื่น ๆ
การสนับสนุนเครื่องมือแปลภาษา: กรีก, กันนาดา, กาลิเชียน, คลิงออน, คอร์สิกา, คาซัค, คาตาลัน, คินยารวันดา, คีร์กิซ, คุชราต, จอร์เจีย, จีน, จีนดั้งเดิม, ชวา, ชิเชวา, ซามัว, ซีบัวโน, ซุนดา, ซูลู, ญี่ปุ่น, ดัตช์, ตรวจหาภาษา, ตุรกี, ทมิฬ, ทาจิก, ทาทาร์, นอร์เวย์, บอสเนีย, บัลแกเรีย, บาสก์, ปัญจาป, ฝรั่งเศส, พาชตู, ฟริเชียน, ฟินแลนด์, ฟิลิปปินส์, ภาษาอินโดนีเซี, มองโกเลีย, มัลทีส, มาซีโดเนีย, มาราฐี, มาลากาซี, มาลายาลัม, มาเลย์, ม้ง, ยิดดิช, ยูเครน, รัสเซีย, ละติน, ลักเซมเบิร์ก, ลัตเวีย, ลาว, ลิทัวเนีย, สวาฮิลี, สวีเดน, สิงหล, สินธี, สเปน, สโลวัก, สโลวีเนีย, อังกฤษ, อัมฮาริก, อาร์เซอร์ไบจัน, อาร์เมเนีย, อาหรับ, อิกโบ, อิตาลี, อุยกูร์, อุสเบกิสถาน, อูรดู, ฮังการี, ฮัวซา, ฮาวาย, ฮินดี, ฮีบรู, เกลิกสกอต, เกาหลี, เขมร, เคิร์ด, เช็ก, เซอร์เบียน, เซโซโท, เดนมาร์ก, เตลูกู, เติร์กเมน, เนปาล, เบงกอล, เบลารุส, เปอร์เซีย, เมารี, เมียนมา (พม่า), เยอรมัน, เวลส์, เวียดนาม, เอสเปอแรนโต, เอสโทเนีย, เฮติครีโอล, แอฟริกา, แอลเบเนีย, โคซา, โครเอเชีย, โชนา, โซมาลี, โปรตุเกส, โปแลนด์, โยรูบา, โรมาเนีย, โอเดีย (โอริยา), ไทย, ไอซ์แลนด์, ไอร์แลนด์, การแปลภาษา.
- he started shouting
- ผ่านไปด้วยดี
- สิทธิโชค
- Your computer is almost out of virtual m
- กินข้าว?
- และสามารถซื้อคูปองที่ใช้สำหรับให้ผู้รับเ
- ResultsThe number of food items eaten wa
- Good morning my sweet lady mook.I am hap
- โจท้วน
- Good morning my sweet lady mook.I am hap
- ResultsThe number of food items eaten wa
- ฉันชอบทำงาน โดยทั่วไป
- فمن القليل من اللون الأحمر
- And measures to prevent youth access to
- ฉันต้องสู้
- ฉันโดนบังคับให้ถ่างขาออกเเละถ่ายจากมุมสู
- you will burn for this
- ไอบ่อย
- In addition, it is likely to belong to h
- I meet you later 10pm ok?
- Hurricane Gonzalo black out much of Berm
- ใจหมดรัก
- ฉันคิดว่า การที่เราส่งข้อความแสดงความเป็
- งาน
