3. Results3.1. Normality and outlyi

3. Results
3.1. Normality and outlying data
Prior to the analysis, and on the basis of Tabachnick and Fidell’s
(1996) criteria, data were screened for univariate and multivariate
outliers and for normality. Functional status scores were negatively
skewed, so that a reflect and square root transformation of
this variable was carried out. Negative kurtosis was found for the
cognitive status scores, and a reflect and logarithm transformation
was performed. Mental health scores were positively skewed, and
a square root transformation was carried out. As regards outlying
data, one univariate outlier was found for the leisure time variable,
and was deleted. No multivariate outliers were found (Mahalanobis
distance at p < 0.001). Sociodemographic data for the
resulting sample are shown in Table 1 and the descriptive statistics
for the assessed variables are in Table 2.
Cognitive status: Care recipient’s cognitive status was measured
with the Short Portable Mental Status Questionnaire (Pfeiffer,
1975), a 10-item instrument for detecting the presence of
intellectual impairment. The scale had good internal consistency
(Cronbach’s a = 0.94).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

3. ผลลัพธ์3.1. normality และข้อมูลรอบนอกก่อนการวิเคราะห์ และ ตาม Tabachnick และ Fidell ของเงื่อนไข (1996) ข้อมูลถูกฉายอย่างไร univariate และ multivariateoutliers normality และ คะแนนสถานะหน้าที่ถูกลบเบ้ ให้ reflect และตารางการเปลี่ยนแปลงของรากตัวแปรนี้ได้รับการดำเนินการ และเคอร์โทซิลบพบสำหรับการคะแนนการรับรู้สถานะ และการแปลง reflect และลอการิทึมที่ดำเนินการ คะแนนสุขภาพจิตมีเบ้บวก และรากที่เปลี่ยนแปลงได้รับการดำเนินการ สำหรับรอบนอกข้อมูล พบ outlier อย่างไร univariate หนึ่งตัวแปรเวลาผ่อนและถูกลบ Outliers ไม่ตัวแปรพหุพบ (Mahalanobisห่างจากที่พักที่ p < 0.001) Sociodemographic ข้อมูลในการตัวอย่างผลลัพธ์แสดงในตารางที่ 1 สถิติพรรณนาสำหรับตัวแปรจากการประเมินอยู่ในตารางที่ 2รับรู้สถานะ: สถานะการรับรู้ของผู้รับการดูแลที่วัดกับแบบสอบถามสถานะจิตแบบย่อ (เชลล์ไฟฟ์เฟอร์1975), 10-สินค้าเครื่องดนตรีสำหรับการตรวจสอบสถานะของผลทางปัญญา เครื่องชั่งมีความสอดคล้องภายในที่ดี(ของ Cronbach มี = 0.94)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

3. ผลการ
3.1 ปกติและข้อมูลที่ห่างไกล
ก่อนที่จะมีการวิเคราะห์และบนพื้นฐานของ Tabachnick และ Fidell ของ
(1996) เกณฑ์ข้อมูลที่ถูกคัดกรองสำหรับ univariate และหลายตัวแปร
ค่าผิดปกติและการแจกแจงแบบปกติ คะแนนสถานะการทำงานเป็นเชิงลบ
เบ้เพื่อให้สะท้อนให้เห็นถึงการเปลี่ยนแปลงและรากที่สองของ
ตัวแปรนี้ได้รับการดำเนินการ โด่งเชิงลบก็พบว่าสำหรับ
คะแนนสถานะทางปัญญาและสะท้อนให้เห็นถึงการเปลี่ยนแปลงและลอการิทึม
ได้ดำเนินการ คะแนนสุขภาพจิตเป็นเบ้บวกและ
การเปลี่ยนแปลงรากที่สองได้รับการดำเนินการ ขณะที่ความนับถือห่างไกล
ข้อมูลหนึ่งขอบเขต univariate ก็พบว่าตัวแปรเวลาว่าง,
และถูกลบ ไม่มีค่าผิดปกติหลายตัวแปรที่พบ (Mahalanobis
ระยะทางที่ p <0.001) ข้อมูลที่ยาวนานสำหรับ
ตัวอย่างผลจะแสดงในตารางที่ 1 และสถิติเชิงพรรณนา
สำหรับตัวแปรการประเมินอยู่ในตารางที่ 2.
สถานะความรู้ความเข้าใจสถานะความรู้ความเข้าใจของผู้รับการดูแลวัด
ที่มีสถานะทางจิตสั้นแบบพกพาแบบสอบถาม (ไฟฟ์เฟอร์
1975), 10 รายการ เครื่องมือสำหรับการตรวจสอบสถานะของ
การด้อยค่าทางปัญญา ขนาดมีความมั่นคงภายในที่ดี
(ครอนบาคของ = 0.94)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3 . ผลลัพธ์
3.1 . ปกติและข้อมูลที่ห่างไกล
ก่อนการวิเคราะห์ และบนพื้นฐานของ tabachnick และ fidell ของ
( 1996 ) เกณฑ์คัดกรองข้อมูลที่มีการแจกแจงหลายตัวแปรและ
และการแจกแจงแบบปกติ คะแนนสถานะการทำงาน
เบ้ทางลบเพื่อให้สะท้อนถึงการเปลี่ยนแปลงและรากที่สองของ
ตัวแปรนี้มีการ โด่งลบพบ
คะแนนสถานะรับรู้ และสะท้อนให้เห็นถึงการเปลี่ยนแปลงและฟังก์ชันลอการิทึม
กำหนด คะแนนสุขภาพจิตเป็นเบ้ขวาและ
ถ่ายรูตได้ดําเนินการ เป็นสื่อข้อมูลที่ห่างไกล
, หนึ่งที่มีค่า ถูกพบเป็นเวลาว่างตัวแปร
และถูกลบไป ไม่พบผิดปกติหลายตัวแปร ( mahalanobis
ระยะทางที่ p < 0.001 ) ข้อมูลอุตสาหกรรมสำหรับ
ผลตัวอย่างแสดงในตารางที่ 1 และสถิติ
สำหรับประเมินตัวแปรในตาราง 2 .
สถานะการดูแลผู้รับรับรู้สถานะวัด
กับสั้นแบบพกพา สภาพจิต จำนวน ไฟเฟอร์ ,
1975 ) 10 รายการเครื่องมือสำหรับตรวจสอบสถานะของ
ปัญญาเสื่อม ขนาดมี
ความสอดคล้องที่ดีภายใน ( มีค่า = 0.94 )