آن سوی وجود این دو عامل، نتایج تحلیل عاملی در مطالعات منتشرشده برای مقایسه مشکل هستند. یک دلیل برای این فقدان مقایسه پذیری این است که پژوهش­ها با در نظرگرفتن متغیرهای مهم و متعددی انجام ‌شده‌اند. برای مثال بعضی محققین از نسخه ‌دو گزینه­ای (صحیح-غلط) استفاده کرده ­اند (احمد،۱۹۹۰؛ گانا واکرمی، ۱۹۹۸)، درحالی که دیگران از نسخه اصلاح شده هفت گزینه­ای استفاده­ کرده ­اند (برای مثال؛ گوردن و همکاران، ۱۹۹۷؛ وودانویچ، کاس، ۱۹۹۰). کمترین معیار^[۲۸۴] (میزان) برای شامل شدن یک گویه در یک عامل در بعضی مطالعات به طور اختصاصی۳۰% بود (احمد وگوردن) و در بعضی مطالعات۴۰/۰ بود (وودانویچ وکاس،۱۹۹۰)، برخی پژوهشگران از چرخش واریماکس^[۲۸۵] استفاده کرده­بودند (گوردن و همکاران، ۱۹۹۷؛ ووانویچ و کاس، ۱۹۹۰) که یک چرخش متمایل^[۲۸۶] است، (گانا واکرمی) یا نتایج چرخش نداده شده را بیان کرده بودند (احمد، ۱۹۹۰).

‌بر اساس نتایج برخی روان سنجان، باید وزن بیشتری به نتایج حاصل از چرخش واریماکس داده شود (نانالی، ۱۹۷۸؛ به نقل از وودانویچ، ۲۰۰۳). نمونه­ ها به لحاظ حجم و فرهنگ نیز متفاوت بودند. برای مثال نتایج تحلیل عاملی محاسبه شده ­بود بر روی نمونه ­های کانادایی (تعداد۱۵۴ نفر؛ احمد، ۱۹۹۰) فرانسوی (تعداد۲۷۰ نفر، گانا واکرمی، ۱۹۹۸) استرالیایی (تعداد۳۵۴؛ گوردن و همکاران، ۱۹۹۰) و آمریکایی­های سفیدپوست (تعداد۳۸۵ نفر؛ وودانویچ وکاس، ۱۹۹۰) و آمریکایی­های آفریقایی تبار از ایالت متحده (تعداد، ۲۰۱ نفر؛ وودانویچ و همکاران، ۱۹۹۷). علی­رغم اینکه قبیل نمونه­ ها متفاوت هستند و برای اهداف تعمیم پذیری مفید هستند، تفسیر ساختار عاملی از این نمونه ­های گوناگون پیچیده است، به ویژه پژوهش­هایی که به لحاظ فرهنگی و نژادی نمرات متفاوتی در BPSنشان داده ­اند (ساندبرگ، لاکین^[۲۸۷]، فارمر و ساود^[۲۸۸]، ۱۹۸۸؛ وات و وودانویچ ، ۱۹۹۹). به لحاظ تکنیکی، به پیشنهاد نانالی (۱۹۸۷؛ به نقل از وودانویچ، ۲۰۰۳) اعتماد بیشتر به مطالعات تحلیل عاملی خواهد بود که به ازای هرگویه (سوال) BPS حداقل ۱۰ نفر انتخاب شده باشد (تعداد۲۸۰ نفر) زیرا این نتایج حاصل شانس نخواهد بود.

نهایتاًً اینکه نمونه ­های استفاده شده در تحلیل عاملی BPS عمدتاًً دانشجویان دانشگاه بوده ­اند. طبعاً، این مفید خواهد بود برای پژوهشگران آینده که تحلیل عاملی را در یک مقیاس وسیع برای ارزیابی تغییرناپذیری ساختار عاملی BPS بر حسب­ گروه ­های مختلف (فرهنگ، سن، نژاد) با بهره گرفتن از مدل­یابی معادلات ساختاری(مثل لیزرل) برای تعیین بهترمؤلفه­های عاملی مقیاس، ‌اجرا کنند (وودانویچ، ۲۰۰۳).

با توجه ‌به این یافته ­های دوپهلو وودانویچ (۲۰۰۵) یک تحلیل عاملی تأییدی چندگانه (CFA_s) روی یک نمونه۷۸۷ نفری بزرگسالان ‌در آمریکا انجام داد. وودانویچ و همکاران معیار قیاسی^[۲۸۹] ۴۰/۰شاخص تطبیقی برازندگی^[۲۹۰] (FI) برابر یا بیشتر از ۹۵/۰، یا ریشه دوم واریانس خطای تقریب^[۲۹۱] (RMSEA) ‌کوچک‌تراز ۰۶­/۰ و ریشه دوم خطای استاندارد باقیمانده^[۲۹۲] (SRMR) ‌کوچک‌تراز ۰۸/۰ را در نظرگرفتند. همچنین آن ها شاخص ­روایی ­مورد انتظار^[۲۹۳](ECVI)، شاخص برازندگی تعدیل یافته^[۲۹۴](AFGI)، شاخص برازندگی^[۲۹۵](GFI) و شاخص برازندگی صرفه­جو^[۲۹۶](PGFI) برای هر مدل محاسبه کردند.

با توجه ‌به این مدارک­، مدل­هایی که قبلاً توسط تحلیل عاملی اکتشافی شناسایی شده بودند، نتایج رضایت بخشی به دست نداد (وودانویچ و همکاران، ۱۹۹۷) نتیجتاً، وودانویچ و همکاران نتیجه­ گرفتند که مقیاس را اصلاح و بهبود بخشند با حذف گویه ­هایی که مستقیماً در دو عامل تحریک بیرونی و درونی دخالت ندارند. ‌بنابرین‏ دو عامل نیرومند^[۲۹۷](قابل اطمینان) درپژوهش مذکور ترسیم شد. نتیجه این ارزیابی این بود که وودانویچ و همکاران یک فرم کوتاه از مقیاس^[۲۹۸]BPS-SF با۱۲ سؤال و دو عامل و۶ سؤال برای یک عامل معرفی کردند. این مدل اصلاح شده با داده ­ها برازش مناسبی داشت (۰۵/۰= SRMR، ۳۴/۰ = ECVT، ۹۴/۰= AGFI، ۹۰/۰= PGFI، ۹۲/۰= CF، ۰۵/۰ = RMSEA) و مدل متعاقباً تکرارشد (وودانویچ ، ۲۰۰۵).

ملاحظه­ی تفاوت­های جنسیتی و نمرات مقیاس آمادگی بی­حوصلگی، در مطالعات متعدد نتایج متفاوتی داشته اند (ملتون و شالن­برگ، ۲۰۰۹). وودانویچ وکاس (۱۹۹۰) دریافتندکه مردان به طور معناداری نمرات بالاتری از زنان در عامل تحریک بیرونی در مقیاس BPS داشتند. وودانویچ وکاس بیان کرده ­اند که یکی از دلایل احتمالی این تفاوت این است که احتمالاً محرک­های تکراری برای مردان بیشتر از زنان بی­حوصله کننده­تراست. بعلاوه، مردان با احتمال بیشتری بی­حوصلگی خود را به عوامل بیرونی نسبت می­ دهند. در برچسب زدن بی­حوصلگی خود، علی­رغم اینکه زنان ممکن تمایل است داشته­ باشند، بی­حوصلگی خود را به عوامل درونی اسناد کنند. برچسب افسردگی می­زنند (ووادنویچ وکاس، ۱۹۹۰)، در یک حالت مشابه، سب و وودانویچ (۱۹۹۸) یک تفاوت معنادار جنسیتی در زیر مقیاس تحریک درونی مقیاس BPS به دست آورند. ‌به این صورت که زنان نمره بالاتری در این زیر مقیاس نسبت به مردان داشتند. همچنین در مطالعات متعدد مردان درنمره کلی مقیاس و زیرمقیاس عامل تحریک بیرونی نسبت به زنان نمره بالاتری داشتند (وات و وودانویچ، ۲۰۰۳). علی­رغم تفاوت معنادار نمرات برحسب جنسیت در زیر مقیاس­های مقیاس BPS در برخی مطالعات، اما تاکنون مطالعه­ ای ساختار عاملی متفاوت برای زنان و مردان مطرح نکرده است (ملتون وشالن­برگ، ۲۰۰۹).

در یک مطالعه جدید ملتون و شالن­برگ (۲۰۰۹) به بررسی ساختارعاملی BPS با بهره گرفتن از تحلیل عاملی تأییدی پرداختند. به همین منظور ۲۷۹ نفر از دانشجویان کارشناسی روانشناسی در آمریکا مورد بررسی قرار گرفتند. دامنه سنی۴۲-۱۸ سال، میانگین سنی آنها۸۳/۱۹ و انحراف استاندارد۶۱/۲بود. ۲/۶۴% زنان و مابقی مرد بودند، ساختار عاملی با بهره گرفتن از نرم افزار Amos تحلیل شد.

ملاک های تعیین شده برای برازش داده ­ها عبارت بودند از: شاخص برازندگی تطبیقی (CFI)، شاخص برازندگی هنجارشده^[۲۹۹](NFI؛ بنتلر و بونت^[۳۰۰]، ۱۹۹۰؛ به نقل از به نقل از ملتون و شالن­برگ، ۲۰۰۹)، شاخص تاکر- لویز^[۳۰۱] (ILI؛ بنتلر و بونت)، شاخص برازندگی (GFI) (جورسکاگ وسوربم^[۳۰۲]، ۱۹۸۱؛ به نقل از ملتون و شالن­برگ، ۲۰۰۹) و شاخص AGFI. این مقادیر عموماً در دامنه صفر تا ۱ قراردارند اما مقادیر بزرگ بیان می شود که برازش مدل قابل استدلال خواهد بود (برخی محققین اشاره کرده ­اند که ۹۰/۰ به عنوان حداقل مقدار، در حالی که برخی دیگر بیان کرده ­اند که کرانه پایین باید حداقل ۹۵/۰ باشد) (براون^[۳۰۳]، ۲۰۰۶).