1. ResultsIn Table 1 authors report

1. Results
In Table 1 authors report a summary of the means, standard devi- ations, and inter-scale correlations. For this table, the measure for each construct is equal to the sum of the scores of each item, divided by the numbers of items of the scale.
The authors use Cronbach's alpha coefficients to assess the inter- nal consistency of the scales. All scales have alpha coefficients higher than 0.7, and are similar to those reported in previous research. Change oriented OCB has an alpha of 0.85. Felt responsibility for constructive change and role breadth self-efficacy yield alpha coefficients of 0.92 and 0.91 respectively. With regard to the two subdimensions of individ- ualized consideration included in this study, namely supportive leader- ship and developmental leadership, the alpha coefficients are 0.92 and 0.93, respectively. Finally, the two components of innovative climate: organizational climate with respect to support for innovation and orga- nizational climate with respect to resource availability have alphas of 0.87 and 0.89 respectively.
A confirmatory factor analysis (CFA) carried with AMOS software (Arbuckle & Wothke, 1999) tests the bi-dimensional structure of indi- vidualized consideration and innovative organizational climate. With regard to individualized consideration, results indicate that the two fac- tor model fits the data reasonably well (x2 = 30.51, df = 6; RMSEA = .08, CF1 = .99, TL1 = .98). The competing one factor measurement model does not fit the data (x2 = 334,936, df=9; RMSEA = .25, CF1 = .91 TL1 = .84). Subsequently, another set of CFAs tests the two-factor model of innovate climate and the results show that the fit indexes fall within an acceptable range (x2 = 25.457, df=8; RMSEA=.06, CF1 = .99, TL1 = .99). The one-factor measurement model innovative climate does not fit the data: (x2 = 435.157, df=9; RMSEA = .28, CF1 = .825, TL1=.71). Finally, another CFA evaluates the RBSE scale. The results in- dicate that model fits the data well (x2 = 15,730, df=4; RMSEA=.07, CF1 = .99, TL1 = .99).
The fact that the survey asks informants to rate the organizational climate and leadership can raise the problem of common method bias. The Harman one factor test is the method that Podsakoff and Organ (1986) propose to assess the existence of common method variance. Since no single factor explains more than 50% of the variance of all items, the Harman one factor test confirms, in this case, the absence of common method variance.
A structural equations model, carried also with AMOS, tests a model including all the seven hypothesized relationships. This approach al- lows the simultaneous examination of all hypothesized relationships, taking into account the measurement error (Byrne, 2001). 1n Fig. 1 the results of the testing of the structural model appear.
The test of the overall model indicates a good fit to the data (TL1 = 0.965, CF1 = 0.970, RMSEA = 0.049). The results provide support for all the hypotheses proposed in this study, indicating that role breadth self-efficacy mediates the relation between developmental leadership and change-oriented OCB and that felt responsibility to change mediates the relationship between innovative climate with regard to resource availability and change-oriented OCB, respectively. Furthermore, role

Kết quả (Việt) 1:

1. kết quảTrong bảng 1 tác giả báo cáo tóm tắt của phương tiện, devi-ations chuẩn và mối tương quan giữa quy mô. Đối với bảng này, các biện pháp để xây dựng mỗi là tương đương với tổng số điểm của mỗi mục, chia cho số lượng mặt hàng quy mô.Các tác giả sử dụng hệ số Cronbach's alpha để đánh giá sự thống nhất của inter-nal của quy mô. Tất cả quy mô có alpha hệ cao hơn 0,7, và được báo cáo tương tự như trong các nghiên cứu trước đây. Thay đổi hướng OCB có một alpha 0,85. Cảm thấy trách nhiệm xây dựng thay đổi và vai trò bề rộng năng suất hiệu quả tự alpha hệ 0,92 và 0,91 tương ứng. Đối với hai subdimensions xem xét individ-ualized được bao gồm trong nghiên cứu này, cụ thể là lãnh đạo tàu hỗ trợ và phát triển của lãnh đạo, Hệ số alpha là 0,92 và 0,93, tương ứng. Cuối cùng, hai thành phần của khí hậu đổi mới: các khí hậu tổ chức với sự tôn trọng để hỗ trợ cho sự đổi mới và orga-nizational khí hậu đối với nguồn lực sẵn có có alphas 0,87 và 0,89 tương ứng.Một phân tích confirmatory factor (CFA) được thực hiện với phần mềm AMOS (Arbuckle & Wothke, 1999) kiểm tra các cấu trúc chiều bi của indi-vidualized xem xét và khí hậu tổ chức sáng tạo. Đối với cá nhân xem xét, kết quả chỉ ra rằng các mô hình hai fac-tor phù hợp với dữ liệu hợp lý tốt (x 2 = 30.51, df = 6; RMSEA =.08, CF1 =.99, TL1 =.98). Các mô hình đo lường một yếu tố cạnh tranh không phù hợp với các dữ liệu (x 2 = 334,936, df = 9; RMSEA =.25, CF1 =.91 TL1 =.84). Sau đó, một tập hợp các mô hình thử nghiệm 2 yếu tố CFAs của đổi mới khí hậu và kết quả cho thấy rằng chỉ số phù hợp với mùa thu trong một phạm vi chấp nhận được (x 2 = 25.457, df = 8; RMSEA =. 06, CF1 =.99, TL1 =.99). Khí hậu đổi mới mô hình đo lường một yếu tố không phù hợp với dữ liệu: (x 2 = 435.157, df = 9; RMSEA =.28, CF1 =.825, TL1 =. 71). Cuối cùng, một CFA đánh giá quy mô RBSE. Kết quả trong-dicate rằng mô hình phù hợp với dữ liệu tốt (x 2 = 15,730, df = 4; RMSEA =. 07, CF1 =.99, TL1 =.99).Một thực tế rằng các cuộc khảo sát hỏi informants tỷ lệ khí hậu tổ chức và lãnh đạo có thể nâng cao các vấn đề phổ biến phương pháp thiên vị. Kiểm tra một trong những yếu tố Harman là phương pháp Podsakoff và Organ (1986) đề xuất để đánh giá sự tồn tại của phương sai phương pháp phổ biến. Kể từ khi không có yếu tố giải thích nhiều hơn 50% của phương sai của tất cả các mục, Harman là một trong những yếu tố thử nghiệm khẳng định, trong trường hợp này, sự vắng mặt của phương sai phương pháp phổ biến.Một mô hình phương trình cấu trúc, cũng được thực hiện với AMOS, thử nghiệm một mô hình bao gồm tất cả các mối quan hệ gan giả thuyết bảy. Cách tiếp cận này al-thấp đồng thời kiểm tra mối quan hệ tất cả gan giả thuyết, có tính đến lỗi đo lường (Byrne, 2001). 1N hình 1 các kết quả thử nghiệm mô hình cấu trúc xuất hiện.Kiểm tra các mô hình tổng thể cho thấy một phù hợp tốt với các dữ liệu (TL1 = 0.965, CF1 = 0,970, RMSEA = 0.049). Các kết quả hỗ trợ cho tất cả những giả thuyết được đề xuất trong nghiên cứu này, chỉ ra rằng vai trò bề rộng tự-hiệu quả hàm mối quan hệ giữa phát triển lãnh đạo và thay đổi theo định hướng OCB và rằng trách nhiệm cảm thấy thay đổi hàm mối quan hệ giữa sáng tạo khí hậu đối với các nguồn lực sẵn có và thay đổi theo định hướng OCB, tương ứng. Hơn nữa, vai trò

Kết quả (Việt) 2:

1. Kết quả
Bảng 1 tác giả báo cáo tóm tắt các phương tiện, ations devi- tiêu chuẩn, và mối tương quan giữa quy mô. Đối với bảng này, các biện pháp cho từng xây dựng là bằng tổng của các điểm số của từng mục, chia cho số lượng mục của quy mô.
Các tác giả sử dụng hệ số alpha Cronbach để đánh giá sự phù hợp nal tế của quy mô. Tất cả các vảy có hệ số alpha cao hơn 0,7, và tương tự như báo cáo trong những nghiên cứu trước đây. Thay đổi định hướng OCB có alpha là 0,85. Trách nhiệm cảm cho sự thay đổi và vai trò rộng hệ số năng suất tự hiệu quả alpha xây dựng 0,92 và 0,91 tương ứng. Về hai subdimensions xét ualized individ- trong nghiên cứu này, tàu leader- cụ thể là hỗ trợ và lãnh đạo phát triển với các hệ số alpha là 0,92 và 0,93, tương ứng. Cuối cùng, hai thành phần của khí hậu đổi mới:. Khí hậu tổ chức liên quan đến hỗ trợ cho sự đổi mới và khí hậu của tổ chức liên quan đến tài nguyên sẵn có bản alpha của 0,87 và 0,89 tương ứng
Một phân tích nhân tố khẳng định (CFA) đã tiến hành với phần mềm AMOS (Arbuckle & Wothke năm 1999) kiểm tra cấu trúc hai chiều xem xét vidualized nhân và khí hậu tổ chức sáng tạo. Liên quan đến việc xem xét từng cá nhân với, kết quả cho thấy hai mô hình tor tố phù hợp với các dữ liệu khá tốt (x2 = 30,51, df = 6; RMSEA = 0,08, cf1 = 0,99, TL1 = 0,98). Việc cạnh tranh mô hình đo lường một yếu tố không phù hợp với các dữ liệu (x2 = 334.936, df = 9; RMSEA = .25, cf1 = 0,91 TL1 = 0,84). Sau đó, một bộ CFAs kiểm tra các mô hình hai yếu tố của khí hậu đổi mới và kết quả cho thấy các chỉ số phù hợp nằm trong một phạm vi chấp nhận được (x2 = 25,457, df = 8; RMSEA = .06, cf1 = 0,99, TL1 =. 99). Khí hậu đổi mới mô hình đo lường một yếu tố không phù hợp với các dữ liệu: (x2 = 435,157, df = 9; RMSEA = 0,28, cf1 = 0,825, TL1 = 0,71). Cuối cùng, một CFA đánh giá quy mô RBSE. Kết quả In- dicate mô hình phù hợp với các dữ liệu tốt (x2 = 15.730, df = 4; RMSEA = 0,07, cf1 = 0,99, TL1 = 0,99).
Thực tế rằng cuộc điều tra yêu cầu cung cấp thông tin để đánh giá khí hậu tổ chức và lãnh đạo có thể nâng cao các vấn đề của phương pháp thiên vị phổ biến. Harman một bài kiểm tra yếu tố là phương pháp mà Podsakoff và Organ (1986) đề xuất để đánh giá sự tồn tại của phương pháp sai chung. Vì không có yếu tố duy nhất giải thích nhiều hơn 50% phương sai của tất cả các mục, các Harman một thử nghiệm nhân tố khẳng định, trong trường hợp này, sự vắng mặt của phương pháp sai phổ biến.
Một mô hình phương trình cấu trúc, thực hiện cũng với AMOS, thử nghiệm một mô hình bao gồm tất cả các bảy mối quan hệ giả định. Cách tiếp cận này al- mức thấp kiểm tra đồng thời của tất cả các mối quan hệ giả thuyết, có tính đến sai số đo lường (Byrne, 2001). 1N hình. 1 kết quả của việc thử nghiệm các mô hình cấu trúc xuất hiện.
Các thử nghiệm của mô hình tổng thể chỉ phù hợp với các dữ liệu (TL1 = 0,965, cf1 = 0,970, RMSEA = 0,049). Các kết quả cung cấp hỗ trợ cho tất cả các giả thuyết được đề xuất trong nghiên cứu này, chỉ ra rằng vai trò rộng tự hiệu quả trung gian mối quan hệ giữa lãnh đạo phát triển và OCB thay đổi định hướng và cảm thấy trách nhiệm thay đổi trung gian mối quan hệ giữa khí hậu sáng tạo liên quan đến nguồn lực sẵn có và thay đổi với theo định hướng OCB, tương ứng. Hơn nữa, vai trò