ResultsConfirmatory factor analysis

Results
Confirmatory factor analysis of the clinical
leadership survey
A series of three measurement models were evaluated in
a cross validation process of the CLS. The sample
(N = 480) was randomly divided into two samples for
this purpose. A confirmatory factor analysis of the original
CLS was conducted with the first sample
(n = 244), using an iterative process to validate the
factor structure of the newly developed measure. This
analysis suggested the need to revise the measure to
obtain acceptable fit indices. A measurement model
consisting of 15 items (three items per subscale)
achieved a very good fit in the original sample and was
supported in the second sample in the cross-validation
procedure. The iterative process involved examining the
error terms, the magnitude of the correlations between
the items and their factors, and reviewing the correlation
matrix for high correlations among items. The final
15-item measurement model was theoretically consistent
with our conceptual model and was evaluated
using maximum likelihood estimation. Standardized
loadings between items and their associated factors
ranged from 0.48 to 0.86 (Table 5). The loadings between
each first order factor and the overall CL latent
variable ranged from 0.55 to 0.98 (Figure 2). The
magnitude of these paths was strong supporting the
construct validity of the measure.
The final 15-item model resulted in a good fit with the
observed data [v2 = 128.678, d.f. = 85, P = 0.002,
comparative fit index (CFI) (0.96), Tucker–Lewis fit
index (TLI) (0.95) and root mean square error of
approximation measure (RMSEA) (0.05)]. CFI and TLI
coefficients above 0.90 and RMSEA coefficients of 0.05
or below represent an excellent fit (Musil et al. 1998).
Although the chi-squared was significant, this is often
the case with large samples and therefore must be
considered among a set of indicators, each of which
adds to a meaningful interpretation of the results (Hoyle
& Panter 1995). Cross-validation of this measurement
model using sample 2 (n = 236) yielded similar results
(Table 6).sample 2 (n = 236) yielded similar results
(Table 6).
Further support for the concurrent validity was
determined by a significant positive correlation between
the CLS and the global measure of clinical leadership
(r = 0.45). The results of this analysis provided preliminary
evidence for the construct validity of the CLS.
We then proceeded to examine the hypothesized relationships
in our nomological network to obtain further
support for the construct validity of the CLS.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ผลลัพธ์วิเคราะห์ปัจจัยเสร็จของที่คลินิกสำรวจความเป็นผู้นำมีประเมินชุดประเมินรุ่นสามในกระบวนการตรวจสอบไขว้ของมหาชน ตัวอย่าง(N = 480) ถูกสุ่มแบ่งออกเป็นสองตัวอย่างสำหรับวัตถุประสงค์นี้ การวิเคราะห์ปัจจัยเสร็จของเดิมมหาชนได้ดำเนินการกับตัวอย่างแรก(n = 244), โดยใช้กระบวนการซ้ำเพื่อตรวจสอบการโครงสร้างปัจจัยวัดใหม่พัฒนา นี้วิเคราะห์แนะนำจำเป็นต้องปรับปรุงวัดให้ได้รับการยอมรับพอดีดัชนี แบบประเมินประกอบด้วย 15 รายการ (รายการที่สามต่อ subscale)ความพอดีในตัวอย่างเดิม และได้ได้รับการสนับสนุนจากตัวอย่างที่สองในระหว่างการตรวจสอบขั้นตอนการ การซ้ำที่เกี่ยวข้องตรวจสอบการเงื่อนไขข้อผิดพลาด ขนาดของความสัมพันธ์ระหว่างสินค้า และปัจจัยของตน และทบทวนความสัมพันธ์ที่เมตริกซ์การสูงความสัมพันธ์ระหว่างรายการ สุดท้ายรุ่น 15 รายการประเมินสอดคล้องตามหลักวิชาด้วยแบบจำลองความคิดของเรา และมีประเมินใช้ประเมินความเป็นไปได้สูงสุด มาตรฐานloadings ระหว่างสินค้าและปัจจัยที่เกี่ยวข้องของพวกเขาอยู่ในช่วงจาก 0.48 ถึง 0.86 (ตาราง 5) Loadings ระหว่างปัจจัยแต่ละใบสั่งแรกและ CL โดยรวมที่แฝงอยู่ตัวแปรที่อยู่ในช่วงจาก 0.55 ถึง 0.98 (2 รูป) ที่ขนาดของเส้นทางเหล่านี้เป็นแรงสนับสนุนสร้างถูกต้องของการวัดรุ่น 15 สินค้าขั้นสุดท้ายให้พอดีกับสังเกตข้อมูล [v2 = 128.678, d.f. = 85, P = 0.002เปรียบเทียบดัชนี (CFI) (0.96) ที่พอดี พอดีทักเกอร์ลูวิสดัชนี (TLI) (0.95) และข้อผิดพลาดรากค่าเฉลี่ยกำลังสองของประมาณกว่า (RMSEA) (0.05)] CFI และ TLIสัมประสิทธิ์ข้าง 0.90 และสัมประสิทธิ์ RMSEA 0.05หรือด้านล่างแสดงถึง ดีพอ (Musil et al. 1998)แม้ว่าการทดลองสำคัญ นี้มักจะเป็นในกรณีของตัวอย่างขนาดใหญ่ และดังนั้นจึง ต้องพิจารณาระหว่างชุดของตัวชี้วัด แต่ละเพิ่มการตีความความหมายของผลลัพธ์ (ฮอยล์และ panter 1995) การตรวจสอบข้ามวัดนี้รุ่นที่ใช้ตัวอย่าง 2 (n = 236) ผลคล้ายผล.Sample (ตาราง 6) 2 (n = 236) ผลคล้ายผล(ตาราง 6)สนับสนุนเพิ่มเติมมีผลบังคับใช้พร้อมกันได้กำหนด โดยความสัมพันธ์ในเชิงบวกอย่างมีนัยสำคัญระหว่างมหาชนและการวัดทางคลินิกเป็นผู้นำระดับโลก(r = 0.45) ผลการวิเคราะห์นี้ให้เบื้องต้นหลักฐานในการก่อสร้างมีผลบังคับใช้ของมหาชนเราครอบครัวแล้วตรวจสอบค่าความสัมพันธ์ในเครือข่ายของเรา nomological ได้รับเพิ่มเติมสนับสนุนตั้งแต่โครงสร้างของมหาชน

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ผลการวิเคราะห์ปัจจัยยืนยันของทางคลินิกการสำรวจความเป็นผู้นำชุดของสามรุ่นวัดได้รับการประเมินในขั้นตอนการตรวจสอบข้ามของCLS กลุ่มตัวอย่าง(ยังไม่มี = 480) ที่ถูกแบ่งออกเป็นสองตัวอย่างเพื่อจุดประสงค์นี้ การวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยันของเดิมCLS ได้ดำเนินการกับตัวอย่างแรก(n = 244) โดยใช้กระบวนการซ้ำเพื่อตรวจสอบโครงสร้างของปัจจัยชี้วัดที่พัฒนาขึ้นใหม่ นี้การวิเคราะห์ชี้ให้เห็นความจำเป็นที่จะแก้ไขตัวชี้วัดที่จะได้รับการยอมรับดัชนีพอดี รูปแบบการวัดประกอบด้วย 15 รายการ (สามรายการต่อ subscale) ประสบความสำเร็จแบบที่ดีมากในกลุ่มตัวอย่างเดิมและได้รับการสนับสนุนในตัวอย่างที่สองในการตรวจสอบข้ามขั้นตอน กระบวนการที่เกี่ยวข้องกับการตรวจสอบซ้ำแง่ข้อผิดพลาดขนาดของความสัมพันธ์ระหว่างรายการและปัจจัยของพวกเขาและการตรวจสอบความสัมพันธ์เมทริกซ์สำหรับความสัมพันธ์สูงในรายการ สุดท้ายรูปแบบการวัด 15 รายการที่สอดคล้องตามหลักวิชาที่มีรูปแบบความคิดของเราและได้รับการประเมินโดยใช้การประมาณค่าความน่าจะเป็นสูงสุด มาตรฐานloadings ระหว่างรายการและปัจจัยที่เกี่ยวข้องของพวกเขาอยู่ในช่วง0.48-0.86 (ตารางที่ 5) loadings ระหว่างแต่ละปัจจัยสั่งซื้อครั้งแรกและโดยรวมCL แฝงตัวแปรอยู่ในช่วง0.55-0.98 (รูปที่ 2) ขนาดของเส้นทางเหล่านี้เป็นคนเข้มแข็งสนับสนุนความตรงเชิงโครงสร้างของการวัด. สุดท้ายรุ่น 15 รายการส่งผลให้เป็นแบบที่ดีกับข้อมูลที่สังเกต[v2 = 128.678, DF = 85, P = 0.002, ดัชนีพอดีเปรียบเทียบ (CFI) ( 0.96) พอดีทักเคอร์ลูอิสดัชนี(TLI) (0.95) และรากหมายถึงข้อผิดพลาดของตารางประมาณวัด(RMSEA) (0.05)] CFI และ TLI สัมประสิทธิ์ข้างต้น 0.90 และค่าสัมประสิทธิ์ RMSEA 0.05 หรือต่ำกว่าเป็นตัวแทนแบบเต็มยอดเยี่ยม (Musil et al. 1998). แม้ว่าไคสแควร์อย่างมีนัยสำคัญนี้มักจะเป็นกรณีที่มีกลุ่มตัวอย่างขนาดใหญ่และดังนั้นจึงต้องพิจารณาในชุดของตัวชี้วัดแต่ละแห่งซึ่งจะเพิ่มการตีความความหมายของผล (Hoyle และ Panter 1995) การตรวจสอบข้ามวัดนี้รูปแบบการใช้ตัวอย่าง 2 (n = 236) ให้ผลใกล้เคียงกัน (ตารางที่ 6) .sample 2 (n = 236) ให้ผลใกล้เคียงกัน(ตารางที่ 6). การสนับสนุนเพิ่มเติมสำหรับความถูกต้องพร้อมกันถูกกำหนดโดยทางบวกความสัมพันธ์ระหว่างCLS และตัวชี้วัดของความเป็นผู้นำทางคลินิกระดับโลก(r = 0.45) ผลที่ได้จากการวิเคราะห์นี้ให้เบื้องต้นหลักฐานความเที่ยงตรงเชิงโครงสร้างของ CLS ได้. จากนั้นเราจะดำเนินการตรวจสอบความสัมพันธ์การตั้งสมมติฐานในเครือข่ายของเรา nomological ที่จะได้รับเพิ่มเติมการสนับสนุนสำหรับความตรงตามโครงสร้างของCLS

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

การวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยันผล


ชุดสำรวจทางภาวะผู้นำ 3 แบบ ได้แก่ การวัดใน
ข้ามตรวจสอบกระบวนการของ CLS . ตัวอย่าง
( n = 480 ) คือแบ่งออกเป็นสองตัวอย่างสำหรับ
วัตถุประสงค์นี้ การวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยัน CLS เดิม

ทดลองกับตัวอย่างแรก ( N = 244 ) โดยใช้กระบวนการของการตรวจสอบ
องค์ประกอบของการพัฒนาใหม่วัด การวิเคราะห์นี้
แนะนำต้องทบทวนมาตรการดัชนีพอดี

ได้รับยอมรับ โมเดลการวัด
ประกอบด้วย 15 รายการ ( 3 รายการ ) ( )
ความพอดีกับที่ดีมากในตัวอย่างเดิมและ
สนับสนุนในตัวอย่างที่สองในการตรวจสอบ
ข้ามขั้นตอน กระบวนการที่เกี่ยวข้องกับการตรวจสอบ
ข้อผิดพลาดซ้ำข้อตกลงขนาดของความสัมพันธ์ระหว่าง
รายการและปัจจัยของพวกเขาและทบทวน Correlation Matrix
สำหรับความสัมพันธ์สูงของรายการ สุดท้าย
15 รายการการวัดแบบจำลองทฤษฎีที่สอดคล้องกับแบบจำลองของเรา

ใช้ประเมินประมาณความควรจะเป็นสูงสุด ครอบคลุมมาตรฐาน
ระหว่างรายการและปัจจัยที่เกี่ยวข้องของพวกเขา
อยู่ระหว่าง 0.48 0.86 ( ตารางที่ 5 )การกระทำระหว่าง
แต่ละลำดับแรกปัจจัยและตัวแปรแฝง
รวม CL อยู่ระหว่าง 0.55 0.98 ( รูปที่ 2 )
ขนาดของเส้นทางเหล่านี้เป็นแรงสนับสนุน

ความเที่ยงตรงเชิงโครงสร้างของแบบวัด 15 ข้อสุดท้ายให้พอดีกับที่ดีกับ
ข้อมูล 128.678 d.f. [ V2 = , = 85 , p = 0.002 ,
ดัชนีเปรียบเทียบ ( CFI ) พอดี ( 0.96 ) , เกอร์–พอดี
ดัชนี ( ลูอิส tli ) ( 095 ) และรากค่าเฉลี่ยความคลาดเคลื่อนกำลังสองของ
วัดประมาณ ( RMSEA ) ( 0.05 ) ] CFI และสัมประสิทธิ์ tli
ข้างบน 0.90 และ RMSEA เท่ากับ 0.05
หรือด้านล่างแทนพอดีกับที่ดีเยี่ยม ( มูซิล et al . 1998 ) .
ถึงแม้ว่าไคกำลังสองเป็นสำคัญ นี้มักจะเป็นกรณีตัวอย่างใหญ่

และดังนั้นจึงต้องพิจารณาในชุดของตัวชี้วัดแต่ละแห่งซึ่ง
เพิ่มการตีความความหมายของผลลัพธ์ ( Hoyle
&แพนเตอร์ 1995 ) การตรวจสอบข้ามของการวัดค่า
แบบตัวอย่างที่ 2 ( n = 236 ) ที่มีผลที่คล้ายกัน
( ตารางที่ 6 ) ตัวอย่างที่ 2 ( n = 236 ) ที่มีผลที่คล้ายกัน

( ตารางที่ 6 ) การสนับสนุนเพิ่มเติมสำหรับความตรงตามสภาพ
กำหนดโดยความสัมพันธ์ทางบวก
CLS และวัดทั่วโลก
ความเป็นผู้นำทางคลินิก ( r = 045 ) ผลของการวิเคราะห์นี้ให้หลักฐานเบื้องต้น
เพื่อสร้างความถูกต้องของ CLS .
จากนั้นเราก็ตรวจสอบสมมติฐานความสัมพันธ์
ในเครือข่าย nomological ของเราเพื่อขอรับการสนับสนุนต่อไป
เพื่อสร้างความถูกต้องของ CLS .