Yapısal Eşitlik Modelleme

YEM: ‘Your View on Science’ ölçeğinden elde edilen 2015 PISA Turkiye örneklemi ile bir örnek çalışma. Bu çalışma doktora düzeyi ‘Yapısal Eşitlik Modellemeleri’ dersi kapsamında rapor olarak hazırlanmıştır.

haven
dplyr
lavaan
Yazar
Kurumsal Üyelik

Ali Emre Karagül

TOBB ETU- University of Economics & Technology

Yayınlanma Tarihi

30 Ekim 2022

Mailchimp Subscription Modal

Bu çalışmada PISA 2015 “student questionnaire: paper based verison” içerisindeki en son alt ölçek olan ‘Your View on Science’ ölçeğinden elde edilen veriler kullanılmıştır. Türkiye örnekleminden faydalanılmıştır. Bu örneklem ile bahsi geçen ölçeğin yapısal eşitlik modelleri oluşturulmuş ve karşılaştırılmıştır. Adım adım veri setinin R ile analize hazır hale getirilmesi anlatılmaktadır. Doğrudan analiz ile ilgileniyorsanız aşağıda ‘Analiz Süreci’ başlığına ilerleyiniz.

Veri Ön Hazırlık Süreci

Öncelikle OECD tarafından yayınlanan veri setini şuradan indiriyoruz. İndirilen bu dosya .sav uzantılı bbir dosya. Bu tür dosyaları açmak için haven paketi read_sav fonksiyonundan faydalanabiliriz. Veri setinin tamamına ihtiyacımız yok, zaten oldukça büyük bir veri. Ülke değilşkeni ve ilgili ölçeğin maddeleri yeterli olacaktır. İndirdiğimiz .sav uzantılı dosyayı working directory’mize taşıdıktan sonra çalıştıracağımız kod satırı şunlar:

Kod
library(haven) 
data <- na.omit(read_sav(
  "CY6_MS_CMB_STU_QQQ.sav",
  col_select = c(
    "CNT",
    "ST092Q01TA",
    "ST092Q02TA",
    "ST092Q04TA",
    "ST092Q05TA",
    "ST092Q06NA",
    "ST092Q08NA",
    "ST092Q09NA",
    
    "ST094Q01NA",
    "ST094Q02NA",
    "ST094Q03NA",
    "ST094Q04NA",
    "ST094Q05NA",
    
    "ST113Q01TA",
    "ST113Q02TA",
    "ST113Q03TA",
    "ST113Q04TA",
    
    "ST129Q01TA",
    "ST129Q02TA",
    "ST129Q03TA",
    "ST129Q04TA",
    "ST129Q05TA",
    "ST129Q06TA",
    "ST129Q07TA",
    "ST129Q08TA",
    
    "ST131Q01NA",
    "ST131Q03NA",
    "ST131Q04NA",
    "ST131Q06NA",
    "ST131Q08NA",
    "ST131Q11NA"
  )
))

Ülke değişkenine artık ihtiyacımız yok. O nedenle veri setimizi sadece ölçek maddelerini içerecek şekilde yeniden tanımlayalım:

library(dplyr)
science_data<-filter(data, CNT=="TUR")[,-1]

Bu veri setini şu kod satırını yürüterek .csv uzantılı bir dosya olarak bilgisayarıma kaydediyorum. Böylece analiz aşamasında o halini de paylaşabileceğim:

write.csv(science_data, "science_data.csv", row.names = FALSE)

Analiz Süreci

İlgili ölçekten elde edilen veriyi .csv uzantılı dosya olarak indirebilirsiniz. Bunu read.csv fonksiyonu ile R ortamına aktarabilirsiniz. Veri setimiz hazır. Analizimizde öncelikle doğrulayı faktör analizi kullanacağız. Daha sonra da bi-faktör modelleme yapacağız. Veri setimizi tekrar yükleyelim: science_data<-read.csv("science_data.csv", header = TRUE, sep = ",")

Doğrulayıcı Faktör Analizi (DFA)

Çalışmamıza konu olan ölçek beş faktörden oluşmaktadır. Bu yapı ile ölçek geliştirme sürecinde tanımlanmıştır. Her faktörde farklı sayılarda maddeler yer almaktadır. Veri setinde bunlar ST ön eki ve faktör numarası ile tanımlanmıştır. Faktörleri ve veri setindeki kodlamalarını şu şekilde listeleyelim:

  1. ST092: How informed are you about the following environmental issues?

  2. ST094: How much do you disagree or agree with the statements about yourself below?

  3. ST113: How much do you agree with the statements below?

  4. ST129: How easy do you think it would be for you to perform the following tasks on your own?

  5. ST131: How much do you disagree or agree with the statements below?

Bu beş faktörün altında tanımlanan yapıya göre DFA uygulayacağız ve bir geçerlilik çalışması yürüteceğiz. Bunun için öncelikle modelimizi R’a tanıtalım:

Kod
Science.model <- 'ST092 =~ 1* ST092Q01TA+
                              ST092Q02TA+
                              ST092Q04TA+
                              ST092Q05TA+
                              ST092Q06NA+
                              ST092Q08NA+
                              ST092Q09NA
                              
                  ST094 =~ 1* ST094Q01NA+
                              ST094Q02NA+
                              ST094Q03NA+
                              ST094Q04NA+
                              ST094Q05NA
                              
                  ST113 =~ 1* ST113Q01TA+
                              ST113Q02TA+
                              ST113Q03TA+
                              ST113Q04TA
                  
                  ST129 =~ 1* ST129Q01TA+
                              ST129Q02TA+
                              ST129Q03TA+
                              ST129Q04TA+
                              ST129Q05TA+
                              ST129Q06TA+
                              ST129Q07TA+
                              ST129Q08TA
                              
                  ST131 =~ 1* ST131Q01NA+
                              ST131Q03NA+
                              ST131Q04NA+
                              ST131Q06NA+
                              ST131Q08NA+
                              ST131Q11NA            
                    
                           
                            ST092 ~~ ST094
                            ST092 ~~ ST113
                            ST092 ~~ ST129
                            ST092 ~~ ST131
                            
                            ST094 ~~ ST113
                            ST094 ~~ ST129
                            ST094 ~~ ST131
                            
                            ST113 ~~ ST129
                            ST113 ~~ ST131
                            
                            ST129 ~~ ST131'

Şimdi Türkiye örnekleminden elde edilen verimizin bu modele uyum sağlayıp sağlamadığına bakacağız. Bu aşamada çeşitli modelleme yaklaşımlarından çıktılar alarak bunları karşılaştıracağız. Bu modelleme yaklaşımları şunlardır:

  • maximum likelihood model (MLM)

  • weighted least squares (WLS)

  • robust maximum likelihood model (RMLM)

  • diagonally weighted least squares (DWLS)

Yukarıdaki lsitede görüldüğü sıra ile modellerimizi lavaan paketiyle oluşturalım:

Kod
library(lavaan)
model_mlm <- cfa(Science.model, data = science_data)
model_wls <- cfa(Science.model, WLS.V = TRUE, data = science_data)
model_rml <- cfa(Science.model, estimator = "MLM", se = "robust.mlm", data = science_data)
model_dwls<-cfa(Science.model, data = science_data, estimator="DWLS")

Her biri için de ayrı ayrı analiz çıktılarını summary() fonksiyonu ile tanımlayalım:

Kod
science.mlm<-summary(
  model_mlm,
  fit.measures = TRUE,
  standardized = TRUE,
  rsquare = TRUE,
  modindices = TRUE
)
science.wls<-summary(
  model_wls,
  fit.measures = TRUE,
  standardized = TRUE,
  rsquare = TRUE,
  modindices = TRUE
)
science.rml<-summary(
  model_rml,
  fit.measures = TRUE,
  standardized = TRUE,
  rsquare = TRUE,
  modindices = TRUE
)
science.dwls<-summary(
  model_dwls,
  fit.measures = TRUE,
  standardized = TRUE,
  rsquare = TRUE,
  modindices = TRUE
)

Tabi ki hem literatürde en yaygın kullanılan hem de alan uzmanları tarafından en ok önerilen yöntem olması sebebiyle MLM yöntemi önceliğimiz. Bu yöntemde normallik varsayımı karşılandığı sürece güçlü analizler elde edilebilmektedir. Veri setimiz de büyük bir örneklemden elde edildiği için bu varsayımın karşılandığı düşünülmektedir. Grafik incelemelerinde de bu durum görülecektir. Dolayısıyla öncelikle MLM’ye ait uyum indekslerini görelim:

science.mlm[["fit"]]
Kod
library(lavaan)
Science.model <- 'ST092 =~ 1* ST092Q01TA+
                              ST092Q02TA+
                              ST092Q04TA+
                              ST092Q05TA+
                              ST092Q06NA+
                              ST092Q08NA+
                              ST092Q09NA
                              
                  ST094 =~ 1* ST094Q01NA+
                              ST094Q02NA+
                              ST094Q03NA+
                              ST094Q04NA+
                              ST094Q05NA
                              
                  ST113 =~ 1* ST113Q01TA+
                              ST113Q02TA+
                              ST113Q03TA+
                              ST113Q04TA
                  
                  ST129 =~ 1* ST129Q01TA+
                              ST129Q02TA+
                              ST129Q03TA+
                              ST129Q04TA+
                              ST129Q05TA+
                              ST129Q06TA+
                              ST129Q07TA+
                              ST129Q08TA
                              
                  ST131 =~ 1* ST131Q01NA+
                              ST131Q03NA+
                              ST131Q04NA+
                              ST131Q06NA+
                              ST131Q08NA+
                              ST131Q11NA            
                    
                           
                            ST092 ~~ ST094
                            ST092 ~~ ST113
                            ST092 ~~ ST129
                            ST092 ~~ ST131
                            
                            ST094 ~~ ST113
                            ST094 ~~ ST129
                            ST094 ~~ ST131
                            
                            ST113 ~~ ST129
                            ST113 ~~ ST131
                            
                            ST129 ~~ ST131'
model_mlm <- cfa(Science.model, data = science_data)
science.mlm<-summary(
  model_mlm,
  fit.measures = TRUE,
  standardized = TRUE,
  rsquare = TRUE,
  modindices = TRUE
)
science.mlm[["fit"]]
                 npar                  fmin                 chisq 
               70.000                 0.652              6055.193 
                   df                pvalue        baseline.chisq 
              395.000                 0.000             96221.017 
          baseline.df       baseline.pvalue                   cfi 
              435.000                 0.000                 0.941 
                  tli                  logl     unrestricted.logl 
                0.935           -135531.110           -132503.514 
                  aic                   bic                ntotal 
           271202.220            271653.284              4646.000 
                 bic2                 rmsea        rmsea.ci.lower 
           271430.850                 0.056                 0.054 
       rmsea.ci.upper        rmsea.ci.level          rmsea.pvalue 
                0.057                 0.900                 0.000 
       rmsea.close.h0 rmsea.notclose.pvalue     rmsea.notclose.h0 
                0.050                 0.000                 0.080 
                 srmr 
                0.039 

Bu çıktılar incelendiğinde, 70 parametreli 395 serbestlik derecesinde bir model oluştuğu görülmektedir. CFI ve TLI uyum indekleri .90 eşik değerin üzerindeyken, RMSEA ve SRMR .06’nın altında yer almaktadır. Bu durumda modelimizin uyumlu olduğu düşünülebilir. Yine de diğer modeller ile de karşılaştırmak gerekir. Onların uyum indeklerini de görelim:

WLS model:

Kod
science.wls[["fit"]]
                 npar                  fmin                 chisq 
               70.000                 0.652              6055.193 
                   df                pvalue        baseline.chisq 
              395.000                 0.000             96221.017 
          baseline.df       baseline.pvalue                   cfi 
              435.000                 0.000                 0.941 
                  tli                  logl     unrestricted.logl 
                0.935           -135531.110           -132503.514 
                  aic                   bic                ntotal 
           271202.220            271653.284              4646.000 
                 bic2                 rmsea        rmsea.ci.lower 
           271430.850                 0.056                 0.054 
       rmsea.ci.upper        rmsea.ci.level          rmsea.pvalue 
                0.057                 0.900                 0.000 
       rmsea.close.h0 rmsea.notclose.pvalue     rmsea.notclose.h0 
                0.050                 0.000                 0.080 
                 srmr 
                0.039 

RML model:

science.rml[["fit"]]
                         npar                          fmin 
                       70.000                         0.652 
                        chisq                            df 
                     6055.193                       395.000 
                       pvalue                  chisq.scaled 
                        0.000                      4484.352 
                    df.scaled                 pvalue.scaled 
                      395.000                         0.000 
         chisq.scaling.factor                baseline.chisq 
                        1.350                     96221.017 
                  baseline.df               baseline.pvalue 
                      435.000                         0.000 
        baseline.chisq.scaled            baseline.df.scaled 
                    75815.224                       435.000 
       baseline.pvalue.scaled baseline.chisq.scaling.factor 
                        0.000                         1.269 
                          cfi                           tli 
                        0.941                         0.935 
                   cfi.scaled                    tli.scaled 
                        0.946                         0.940 
                   cfi.robust                    tli.robust 
                        0.942                         0.936 
                         logl             unrestricted.logl 
                  -135531.110                   -132503.514 
                          aic                           bic 
                   271202.220                    271653.284 
                       ntotal                          bic2 
                     4646.000                    271430.850 
                        rmsea                rmsea.ci.lower 
                        0.056                         0.054 
               rmsea.ci.upper                rmsea.ci.level 
                        0.057                         0.900 
                 rmsea.pvalue                rmsea.close.h0 
                        0.000                         0.050 
        rmsea.notclose.pvalue             rmsea.notclose.h0 
                        0.000                         0.080 
                 rmsea.scaled         rmsea.ci.lower.scaled 
                        0.047                         0.046 
        rmsea.ci.upper.scaled           rmsea.pvalue.scaled 
                        0.048                         1.000 
 rmsea.notclose.pvalue.scaled                  rmsea.robust 
                        0.000                         0.055 
        rmsea.ci.lower.robust         rmsea.ci.upper.robust 
                        0.053                         0.056 
          rmsea.pvalue.robust  rmsea.notclose.pvalue.robust 
                        0.000                         0.000 
                         srmr 
                        0.039 

DWLS model:

science.dwls[["fit"]]
                 npar                  fmin                 chisq 
               70.000                 0.188              1744.348 
                   df                pvalue        baseline.chisq 
              395.000                 0.000            120867.135 
          baseline.df       baseline.pvalue                   cfi 
              435.000                 0.000                 0.989 
                  tli                 rmsea        rmsea.ci.lower 
                0.988                 0.027                 0.026 
       rmsea.ci.upper        rmsea.ci.level          rmsea.pvalue 
                0.028                 0.900                 1.000 
       rmsea.close.h0 rmsea.notclose.pvalue     rmsea.notclose.h0 
                0.050                 0.000                 0.080 
                 srmr 
                0.034 

Tüm bu çıktılar incelendiğinde, en uygun modelin diagonally weighted least squares (DWLS) olduğu düşünülmektedir. Veri setinin farklı ölçek düzeyinde olması ve kategorik olması bu durumun sebebi olabilir. DWLS modeli, liteatürde yaygın bir şekilde bu tür veri setleri için önerilmektedir.

Bi-factor model oluşturma

Bi faktör modellemede yapıyı oluşturan faktörlerin tüm maddelerden oluşan genel faktör ile ilişkisi incelenerek karar verilir. Bu amaçla DFA örneğinde olduğu gibi model tanımlamamızı yapıyoruz:

Kod
Science.bifactormodel <- 'general.factor =~
                              ST092Q01TA+
                              ST092Q02TA+
                              ST092Q04TA+
                              ST092Q05TA+
                              ST092Q06NA+
                              ST092Q08NA+
                              ST092Q09NA+
                              ST094Q01NA+
                              ST094Q02NA+
                              ST094Q03NA+
                              ST094Q04NA+
                              ST094Q05NA+
                              ST113Q01TA+
                              ST113Q02TA+
                              ST113Q03TA+
                              ST113Q04TA+
                              ST129Q01TA+
                              ST129Q02TA+
                              ST129Q03TA+
                              ST129Q04TA+
                              ST129Q05TA+
                              ST129Q06TA+
                              ST129Q07TA+
                              ST129Q08TA+
                              ST131Q01NA+
                              ST131Q03NA+
                              ST131Q04NA+
                              ST131Q06NA+
                              ST131Q08NA+
                              ST131Q11NA

                  ST092 =~ 1* ST092Q01TA+
                              ST092Q02TA+
                              ST092Q04TA+
                              ST092Q05TA+
                              ST092Q06NA+
                              ST092Q08NA+
                              ST092Q09NA

                  ST094 =~ 1* ST094Q01NA+
                              ST094Q02NA+
                              ST094Q03NA+
                              ST094Q04NA+
                              ST094Q05NA

                  ST113 =~ 1* ST113Q01TA+
                              ST113Q02TA+
                              ST113Q03TA+
                              ST113Q04TA

                  ST129 =~ 1* ST129Q01TA+
                              ST129Q02TA+
                              ST129Q03TA+
                              ST129Q04TA+
                              ST129Q05TA+
                              ST129Q06TA+
                              ST129Q07TA+
                              ST129Q08TA

                  ST131 =~ 1* ST131Q01NA+
                              ST131Q03NA+
                              ST131Q04NA+
                              ST131Q06NA+
                              ST131Q08NA+
                              ST131Q11NA
                              

                general.factor  ~~ 0*ST092
                general.factor  ~~ 0*ST094
                general.factor  ~~ 0*ST113
                general.factor  ~~ 0*ST129
                general.factor  ~~ 0*ST131
                
                            ST092 ~~ ST094
                            ST092 ~~ ST113
                            ST092 ~~ ST129
                            ST092 ~~ ST131

                            ST094 ~~ ST113
                            ST094 ~~ ST129
                            ST094 ~~ ST131

                            ST113 ~~ ST129
                            ST113 ~~ ST131

                            ST129 ~~ ST131'

Ardından modellerimizi veri setimiz ile sınıyoruz.

Kod
Science.bifactormodel_mlm <-
  cfa(
    Science.bifactormodel,
    data = science_data,
    std.lv = TRUE,
    information = "observed"
  )
Science.bifactormodel_rml <-
  cfa(
    Science.bifactormodel,
    data = science_data,
    estimator = "MLM",
    se = "robust.mlm",
    std.lv = TRUE,
    information = "observed"
  )
bifactor_mlm <- summary(Science.bifactormodel_mlm ,
        fit.measures = TRUE,
        standardized = TRUE)
bifactor_rml <- summary(Science.bifactormodel_rml ,
        fit.measures = TRUE,
        standardized = TRUE)

bifactor_mlm[['fit']]
                 npar                  fmin                 chisq 
               95.000                 0.634              5891.081 
                   df                pvalue        baseline.chisq 
              370.000                 0.000             96221.017 
          baseline.df       baseline.pvalue                   cfi 
              435.000                 0.000                 0.942 
                  tli                  logl     unrestricted.logl 
                0.932           -135449.054           -132503.514 
                  aic                   bic                ntotal 
           271088.109            271700.266              4646.000 
                 bic2                 rmsea        rmsea.ci.lower 
           271398.392                 0.057                 0.055 
       rmsea.ci.upper        rmsea.ci.level          rmsea.pvalue 
                0.058                 0.900                 0.000 
       rmsea.close.h0 rmsea.notclose.pvalue     rmsea.notclose.h0 
                0.050                 0.000                 0.080 
                 srmr 
                0.328 
Kod
bifactor_rml[['fit']]
                         npar                          fmin 
                       95.000                         0.634 
                        chisq                            df 
                     5891.081                       370.000 
                       pvalue                  chisq.scaled 
                        0.000                      4166.363 
                    df.scaled                 pvalue.scaled 
                      370.000                         0.000 
         chisq.scaling.factor                baseline.chisq 
                        1.414                     96221.017 
                  baseline.df               baseline.pvalue 
                      435.000                         0.000 
        baseline.chisq.scaled            baseline.df.scaled 
                    19393.334                       435.000 
       baseline.pvalue.scaled baseline.chisq.scaling.factor 
                        0.000                         4.962 
                          cfi                           tli 
                        0.942                         0.932 
                   cfi.scaled                    tli.scaled 
                        0.800                         0.765 
                   cfi.robust                    tli.robust 
                        0.943                         0.933 
                         logl             unrestricted.logl 
                  -135449.054                   -132503.514 
                          aic                           bic 
                   271088.109                    271700.266 
                       ntotal                          bic2 
                     4646.000                    271398.392 
                        rmsea                rmsea.ci.lower 
                        0.057                         0.055 
               rmsea.ci.upper                rmsea.ci.level 
                        0.058                         0.900 
                 rmsea.pvalue                rmsea.close.h0 
                        0.000                         0.050 
        rmsea.notclose.pvalue             rmsea.notclose.h0 
                        0.000                         0.080 
                 rmsea.scaled         rmsea.ci.lower.scaled 
                        0.047                         0.046 
        rmsea.ci.upper.scaled           rmsea.pvalue.scaled 
                        0.048                         1.000 
 rmsea.notclose.pvalue.scaled                  rmsea.robust 
                        0.000                         0.056 
        rmsea.ci.lower.robust         rmsea.ci.upper.robust 
                        0.054                         0.057 
          rmsea.pvalue.robust  rmsea.notclose.pvalue.robust 
                        0.000                         0.000 
                         srmr 
                        0.328 

BI-FAKTÖR ML model:

                 npar                  fmin                 chisq 
               95.000                 0.634              5891.081 
                   df                pvalue        baseline.chisq 
              370.000                 0.000             96221.017 
          baseline.df       baseline.pvalue                   cfi 
              435.000                 0.000                 0.942 
                  tli                  logl     unrestricted.logl 
                0.932           -135449.054           -132503.514 
                  aic                   bic                ntotal 
           271088.109            271700.266              4646.000 
                 bic2                 rmsea        rmsea.ci.lower 
           271398.392                 0.057                 0.055 
       rmsea.ci.upper        rmsea.ci.level          rmsea.pvalue 
                0.058                 0.900                 0.000 
       rmsea.close.h0 rmsea.notclose.pvalue     rmsea.notclose.h0 
                0.050                 0.000                 0.080 
                 srmr 
                0.328 

BI-FAKTÖR ROBUST ML model:

                         npar                          fmin 
                       95.000                         0.634 
                        chisq                            df 
                     5891.081                       370.000 
                       pvalue                  chisq.scaled 
                        0.000                      4166.363 
                    df.scaled                 pvalue.scaled 
                      370.000                         0.000 
         chisq.scaling.factor                baseline.chisq 
                        1.414                     96221.017 
                  baseline.df               baseline.pvalue 
                      435.000                         0.000 
        baseline.chisq.scaled            baseline.df.scaled 
                    19393.334                       435.000 
       baseline.pvalue.scaled baseline.chisq.scaling.factor 
                        0.000                         4.962 
                          cfi                           tli 
                        0.942                         0.932 
                   cfi.scaled                    tli.scaled 
                        0.800                         0.765 
                   cfi.robust                    tli.robust 
                        0.943                         0.933 
                         logl             unrestricted.logl 
                  -135449.054                   -132503.514 
                          aic                           bic 
                   271088.109                    271700.266 
                       ntotal                          bic2 
                     4646.000                    271398.392 
                        rmsea                rmsea.ci.lower 
                        0.057                         0.055 
               rmsea.ci.upper                rmsea.ci.level 
                        0.058                         0.900 
                 rmsea.pvalue                rmsea.close.h0 
                        0.000                         0.050 
        rmsea.notclose.pvalue             rmsea.notclose.h0 
                        0.000                         0.080 
                 rmsea.scaled         rmsea.ci.lower.scaled 
                        0.047                         0.046 
        rmsea.ci.upper.scaled           rmsea.pvalue.scaled 
                        0.048                         1.000 
 rmsea.notclose.pvalue.scaled                  rmsea.robust 
                        0.000                         0.056 
        rmsea.ci.lower.robust         rmsea.ci.upper.robust 
                        0.054                         0.057 
          rmsea.pvalue.robust  rmsea.notclose.pvalue.robust 
                        0.000                         0.000 
                         srmr 
                        0.328 

Bu çıktılar incelendiğinde de bi faktör modelin verimize DWLS model kadar uyumlu olmadığı görülmektedir. Bu nedenle DWLS modelin en uyumlu model olduğu düşünülmektedir. Bu modelin çıktılarını tablolaştıralım.

En Uyumlu Model:DWLS çıktıları

NOT: Faktör varyansları sabitlenerek model oluşturulduğu için faktör varyansları tablosu raporlaştırılmamıştır.

JASP

Aşağıdaki çıktılar JASP’tan alınmıştır. JASP, istatiksel altyapısını R’dan alan bir açık kaynak kodlu yazılımdır. Kullanımı kolaydır ve çıktıları anlaşılır bir şekilde sunar. İndirmek ve daha fazla bilgi edinmek için JASP adresini ziyaret edebilirsiniz.

Model uyum indeksleri

Parametre Tahminleri

Faktör Kovaryansları

Artık (residual) Varyanslar

Model gösterimi