First, we examined whether the same

First, we examined whether the same configuration holds
across both groups (i.e., configural or pattern invariance). To
this end, we estimated an ESEM-Within-CFA model in which
the factor variances were fixed to 1 in both groups, the crossloadings
of the anchor items were fixed to the values of the
single-group ESEM solution in both groups, and the means
were fixed to 0 in the first group (Morin, Marsh, & Nagengast,
2013). Moreover, the first and second item threshold of each
item were constrained equal across groups (Millsap & Yun-
Tein, 2004). The other model parameters (i.e., the factor loadings of the nonanchor items, the main loadings of the anchor
items, the third and fourth item thresholds, the unique item
variances, the factor covariances, and the factor means in the
second group) were estimated freely. Subsequently, we progressively
constrained additional sets of parameters to be equal
across the groups. In particular, in the second test, weak or
metric modification index (MI) was tested by, in addition to the
constraints from the configural invariance model, also constraining
the factor loadings of the nonanchor items and the
main loadings of the anchor items to be equal across groups. No
equality constraint was put on the third and fourth item thresholds,
the unique item variances, the factor covariances, and the
factor means. Moreover, the factor variances in the second
group were also estimated freely (see Morin et al., 2013).
Strong or scalar MI was evaluated in the third test, where in
addition to the constraints of the weak MI model, the third and
fourth item threshold were constrained to be equal across both
groups (unique item variances, factor variances, factor covariances,
and factor means were still allowed to differ). In the
fourth test, we tested for strict MI by extending the strong MI
model with an across-group equality constraint on the unique
item variances (in addition to the factor loadings and thresholds;
Marsh et al., 2010; Meredith, 1993; Millsap & Yun-Tein,
2004).

Results (Russian) 1:

Во-первых мы рассмотрели ли имеет такую же конфигурациюв обеих группах (например, configural или шаблон инвариантность). КомуИсходя из этого, мы оценили ESEM-в пределах-CFA модель, в которойфактор отклонения были установлены до 1 в обеих группах, crossloadingsанкера предметов были исправлены значенияОдноместный группа ESEM решение как групп, так и средствабыли исправлены с 0 в первой группе (Морен, Марш и Nagengast,2013). Кроме того, первый и второй пункта порог каждогопункт были ограничены равных группах (Millsap и Юн-Тейн, 2004). Другие параметры модели (т.е., фактор нагрузки nonanchor предметов, основной нагрузки привязкиэлементы, третий и четвертый пункт порогов, уникальный элементв средства отклонения, ковариаций фактор и факторВторая группа) оценивались свободно. Впоследствии, мы постепенноограничены дополнительные наборы параметров равныв группах. В частности, в второй тест, слабые илиМетрические модификации индекс (MI) был проверен, в дополнение кограничения configural инвариантности модели, также сдерживаетфактор нагрузки nonanchor элементов иосновные нагрузки привязки элементов равным различных групп. Нетограничение по равенству был поставлен на третий и четвертый пункт порогов,уникальный экспонат отклонений, фактор ковариаций ифактор означает. Кроме того фактор отклонения во второйГруппа также оценивались свободно (см. Morin et al., 2013).Сильный или скалярных ми оценивалась в третьем тесте, где вДобавление ограничений слабые модели ми, третий иЧетвертый элемент порог были вынуждены быть равны через обагруппы (уникальный элемент отклонений, фактор отклонения, фактор ковариаций,и фактор средства по-прежнему разрешалось отличаются). ВЧетвертый тест, мы проверили для строгого ми, расширяя сильной мимодель с ограничением по всей группы равенства на уникальномпункт разницы (в дополнение к фактор нагрузки и пороговых уровней;Марш et al., 2010; Мередит, 1993; Миллсэп и Юн Тейн,2004 г.).

Results (Russian) 2:

Во- первых, мы исследовали , справедливо ли та же конфигурация
по обеим группам (т.е. configural или паттерн - инвариантность). Для
этого, мы оценили модель ESEM-Within-CFA , в которых
фактор - дисперсии фиксировали 1 в обеих группах crossloadings
из элементов якоря были прикреплены к значениям
одногрупповом ESEM раствора в обеих группах, и средства
были установлены на 0 в первой группе (Morin, Marsh, & Nagengast,
2013). Кроме того, первый и второй порог элемент каждого
элемента были ограничены равными по группам (Millsap & Yun-
Тейн, 2004). Остальные параметры модели (т.е. коэффициент загрузок nonanchor пунктов, основные нагрузки якорных
элементов, третьего и четвертого пороговых значений элементов, уникальных элементов
отклонениях, коэффициент ковариации и коэффициента означает , что в
оценивали второй группе) свободно. В дальнейшем, мы постепенно
сдерживаются дополнительные наборы параметров равными
по группам. В частности, во втором тесте, слабый или
метрический индекс модификации (MI) был испытан, в дополнение к
ограничениям со стороны configural модели инвариантности, а также сдерживающих
фактор - загрузками на nonanchor пунктов и
основные загрузками элементов якоря , чтобы быть равные по группам. Нет
ограничения равенства не был поставлен на третьем и четвертом пороговых значений элементов,
уникальных отклонений элементов, коэффициент ковариации, а также
средств факторов. Кроме того, коэффициент дисперсии во второй
группе были также оцененной свободно (см Морена и др., 2013).
Сильные или скалярная М.И. оценивали в третьем тесте, где в
дополнение к ограничениям модели слабого MI, третий и
четвёртую пороговый элемент были ограничены равными по обеим
группам (уникальный предмет отклонений, коэффициент дисперсии, коэффициент ковариации,
а значит фактор по - прежнему разрешено отличаться). В
четвертом тесте мы тестировали на строгой ИМ, расширив сильную МИ
модель с поголовное группового ограничения равенства на уникальном
изделии дисперсии (в дополнение к факторных нагрузок и пороговых значений;
Marsh и др 2010;. Meredith, 1993; Millsap & Юн-Тейн,
2004).

Results (Russian) 3:

во - первых, мы рассмотрели вопрос о том, следует ли же конфигурации имеетна территории обеих групп (например, configural или схеме инвариантность).-этого мы, по оценкам, esem модель, в которой в цфокоэффициент разницы, были установлены 1 в обеих группах, crossloadingsиз предметов были установлены на якорь величиныодна группа, esem решения в обеих группах, и средствабыли установлены на 0, в первой группе (морин, марш, и nagengast,с 2013 года).кроме того, первый и второй пункт порог каждогопункт ограничены, равный по разным группам (миллсэп & юн -tein, 2004).другие параметры модели (например, коэффициент нагрузки на nonanchor предметов, основные нагрузки на якорьпункты, третий и четвертый пункт пороговых уровней, изделиеразница, фактор covariances и фактор ввторая группа), были оценены свободно.впоследствии мы постепеннотрудности дополнительные наборы параметров, которые должны быть равныемежду группами.в частности, второй тест, слабость илипоказатель изменения индекса (уи) был испытан в дополнение ктрудности, с configural инвариантность модели, также затрудняеткоэффициент нагрузки на nonanchor пунктов иосновные нагрузки на якорь пункты должны быть равные по разным группам.нетравенство препятствием был сделан на третий и четвертый пункт пороговые значения,уникальный пункта разницы, фактор covariances ифактор.кроме того, коэффициент разницы во второйпо оценкам группы были также свободно (см. морин et al., 2013).сильные и скалярной ми оценивалась в третье испытание, где впомимо ограничений слабых ми модели, третьей ичетвертый пункт порог были вынуждены будут равными в обоихгрупп (изделие в фактор разницы, фактором, covariances,и фактор еще разрешено отличаются).вчетвертый критерий, мы проверили на строгом ми, продлив сильные мимодели со всей группой равенству ограничение на уникальныйпункт разницы (в дополнение к фактором нагрузки и пороговых значений;марш et al., 2010; мередит, 1993; миллсэп & юн tein,в 2004 году).