RESULTSAll scales demonstrated acce

RESULTS
All scales demonstrated acceptable reliability estimates, ranging from .72 to .92. The
results showed first that when assessed in concert with the control variables, perceived training
opportunities was significantly related to intrinsic motivation (β = .37, p.

Kết quả (Việt) 1:

KẾT QUẢTất cả quy mô đã chứng minh ước tính độ tin cậy chấp nhận được, trải dài từ.72 đến.92. Cáckết quả cho thấy đầu tiên khi đánh giá trong buổi hòa nhạc với các biến điều khiển, cảm nhận đào tạocơ hội đáng kể liên quan đến động cơ nội (β =.37, p. <. 001). Hơn nữa,khi đánh giá trong buổi hòa nhạc với các biến điều khiển, cơ hội đào tạo nhận thứcđáng kể liên quan đến hiệu suất công việc (β =.15, p. <. 01), hành vi của tổ chức công dân(Β =.15, p. <. 01) và doanh thu mục đích (β =.35, p. <. 001) trước khi động cơ nộibao gồm. Cuối cùng, có mối quan hệ trực tiếp giữa cơ hội đào tạo nhận thức và cả hainhiệm vụ hiệu suất (β =.03, NS) và hành vi của tổ chức công dân (β =.02, NS) trở thànhkhông đáng kể sau khi động cơ nội được bao gồm trong các mô hình, trong khi mối quan hệ giữacảm nhận cơ hội đào tạo và ý định doanh thu được giảm (β =-. 26, p. <. 001). Đểkiểm tra xem những giọt trong tiêu chuẩn bản beta đã được đáng kể, chúng tôi chạy thử nghiệm Sobel. Các xét nghiệmcung cấp hỗ trợ cho hòa giải đầy đủ cho mối quan hệ giữa nhận thức đào tạocơ hội và thực hiện nhiệm vụ (Z = 4.34, p <.001) và hành vi của tổ chức công dân(Z = 4,55, p <.001), và hỗ trợ cho hòa giải một phần cho mối quan hệ giữa nhận thứccơ hội đào tạo và ý định doanh thu (Z =-3.77, p <.001). Vì vậy, giả thuyết 1a, 1b và1c, dự đoán các mối quan hệ trực tiếp giữa biến phụ thuộc và đào tạo nhận thứckhông được hỗ trợ. Giả thuyết 2a, dự đoán rằng động cơ nội hàm mối quan hệgiữa cơ hội cảm nhận đào tạo và nhiệm vụ hoạt động, và giả thuyết 2b, dự đoánđộng cơ nội hàm mối quan hệ giữa nhận thức cơ hội đào tạo vàhành vi tổ chức công dân, được hỗ trợ. Giả thuyết 2c, dự đoán rằng nội tạiđộng lực một phần hàm mối quan hệ giữa các cơ hội đào tạo nhận thức vàý định doanh thu, cũng được hỗ trợ.Bước thứ ba của các regressions được sử dụng để thử nghiệm giả thuyết kiểm duyệt. CácHiển thị regressions động cơ nội chỉ ôn các mối quan hệ giữa nhận thứccơ hội đào tạo và tư cách công dân tổ chức hành vi, không có hỗ trợ choGiả thuyết 3a và 3c. Các lô đề nghị là có một mối quan hệ tích cực giữacơ hội đào tạo nhận thức và hành vi của tổ chức công dân cho nhân viên ghicao trên động cơ nội. Vì vậy, giả thuyết 3b, dự đoán rằng mối quan hệ giữacảm nhận cơ hội đào tạo và tổ chức công dân hành vi được kiểm duyệt bởiđộng cơ nội, được hỗ trợ.Bước cuối cùng của phân tích là để kiểm tra các biến tiềm ẩn trong SEM Đường cơ sởMô hình hỗ trợ các kết quả thu được từ phân tích hồi qui khi tất cả phụ thuộc vào babiến được đánh giá cùng một lúc. Các mô hình cấu trúc cung cấp phù hợp với đầy đủ (χ² [84] =192.16; Χ²/df = 2.28; CFI =. 98; SRMR =. 06; RMSEA =.06).

Kết quả (Việt) 2:

KẾT QUẢ
Tất cả quy mô đã chứng minh dự toán độ tin cậy chấp nhận được, từ 0,72-0,92. Các
kết quả cho thấy đầu tiên khi đánh giá trong buổi hòa nhạc với các biến kiểm soát, đào tạo nhận thức
cơ hội được đáng kể liên quan đến động lực nội tại (β = 0,37, p. <. 001). Hơn nữa,
khi đánh giá trong buổi hòa nhạc với các biến kiểm soát, cơ hội đào tạo nhận thức được
đáng kể liên quan đến thực hiện nhiệm vụ (β = 0,15, p. <. 01), hành vi công dân tổ chức
(β = 0,15, p. <. 01) và doanh thu ý định (β = 0,35, p. <. 001) trước khi động lực nội tại được
bao gồm. Cuối cùng, các mối quan hệ trực tiếp giữa cơ hội nhận đào tạo và cả hai
thực hiện nhiệm vụ (β = 0,03, ns) và hành vi công dân tổ chức (β = 0,02, ns) trở nên
không đáng kể sau khi động lực nội tại được bao gồm trong mô hình, trong khi mối quan hệ giữa
đào tạo nhận thức cơ hội và doanh thu ý định giảm (β = -.26, p. <. 001). Để
kiểm tra xem các giọt trong bản thử nghiệm tiêu chuẩn hóa là có ý nghĩa, chúng tôi chạy thử nghiệm Sobel. Những xét nghiệm này
cung cấp hỗ trợ cho các hòa giải đầy đủ cho các mối quan hệ giữa nhận thức đào tạo
các cơ hội và thực hiện nhiệm vụ (Z = 4,34, p <0,001) và hành vi công dân tổ chức
(Z = 4,55, p <0,001), và hỗ trợ cho việc giải một phần cho các mối quan hệ giữa nhận thức
cơ hội đào tạo và doanh thu ý (Z = -3,77, p <0,001). Do đó, Giả thuyết 1a, 1b,
1c, dự đoán mối quan hệ trực tiếp giữa đào tạo nhận thức và các biến phụ thuộc bị
không được hỗ trợ. Giả thuyết 2a, dự đoán rằng động lực bên trung gian mối quan hệ
giữa cơ hội nhận đào tạo và thực hiện nhiệm vụ, và giả thuyết 2b, dự đoán
rằng động lực bên trung gian mối quan hệ giữa các cơ hội đào tạo nhận thức và
hành vi của công dân tổ chức, được hỗ trợ. Giả thuyết 2c, dự đoán rằng nội
lực một phần trung gian mối quan hệ giữa các cơ hội đào tạo nhận thức và
doanh thu ý định, cũng đã được hỗ trợ.
Bước thứ ba của các hồi quy được sử dụng để kiểm tra các giả thuyết điều độ. Các
hồi quy cho thấy thực chất động lực duy nhất ôn hòa mối quan hệ giữa nhận thức
cơ hội đào tạo và hành vi của công dân tổ chức, cung cấp không hỗ trợ cho
giả thuyết 3a và 3b. Các lô gợi ý rằng có một mối quan hệ tích cực giữa
các cơ hội đào tạo nhận thức và hành vi của công dân tổ chức cho nhân viên ghi
cao về động lực nội tại. Như vậy, giả thuyết 3b, dự đoán rằng mối quan hệ giữa các
cơ hội đào tạo nhận thức và hành vi công dân tổ chức được kiểm duyệt bởi
động lực bên trong, đã được hỗ trợ.
Bước cuối cùng của việc phân tích là để kiểm nghiệm các biến tiềm ẩn trong SEM. Các cơ sở
mô hình hỗ trợ các phát hiện có nguồn gốc từ phân tích hồi quy khi cả ba phụ thuộc vào
các biến được đánh giá cùng một lúc. Các mô hình cấu trúc cung cấp đầy đủ phù hợp (χ² [84] =
192,16; χ² / df = 2,28; CFI = 0,98; SRMR = 0,06; RMSEA = 0,06).