RESULTSStatistical AnalysisBefore f

RESULTS
Statistical Analysis
Before further analysis, common variance shared among responses was assessed. First, a one-factor analysis was conducted to examine eigenvalues (Harman 1976). The model resulted in 5 components with the first eigenvalue prerotation accounting for significantly less than 50 percent of the total variation, alleviating any concerns about bias due to a scale-induced common response style.
Measurement Model
Prior to hypothesis testing, the measurement model was first assessed via structural equations modeling. Initial examination of goodness and badness of fit indices, such as chi-square, comparative fit index (CFI), and root square mean of approximation (RMSEA), demonstrates reasonable fit(χ2 = 442.1, df = 265, CFI = 0.96, RMSEA = 0.057). An assessment of factor loadings and residual values reveal 3 problem items (one item from organizational deviance and one from emotional exhaustion) that were subsequently eliminated from further analysis. Prior research suggests a similar drop-off in items for these measures (Mulki, Jaramillo, and Locander 2006).
The fit indices improved substantially (χ2 = 344.5 df = 220, CFI = 0.97, RMSEA = 0.053) indicating an acceptable model fit. Table 1 contains item reliability scores, average variance extracted (AVE) values, and factor loadings of the constructs. All measures exhibit acceptable internal consistency with construct reliability (CR) estimates exceeding 0.70 (Nunnally 1978). The AVE values are greater than 0.50, also indicating adequate convergent validity, and each AVE exceeds the relevant squared interconstruct correlations, indicating discriminant validity (Hair et al. 2006). Table 2 contains the correlations among latent variables.

Kết quả (Việt) 1:

KẾT QUẢPhân tích thống kêTrước khi tiếp tục phân tích, phổ biến phương sai chia sẻ giữa các phản ứng đã được đánh giá. Đầu tiên, một phân tích một trong những yếu tố được tiến hành để kiểm tra các tuyến (Harman 1976). Các mô hình kết quả trong 5 thành phần với đầu tiên eigenvalue prerotation chiếm một cách đáng kể ít hơn 50 phần trăm của tất cả các biến thể, giảm bớt bất kỳ mối quan tâm về các thiên vị do quy mô gây ra thường phản ứng phong cách.Mô hình đo lườngTrước khi thử nghiệm giả thuyết, các mô hình đo lường đầu tiên được đánh giá thông qua cấu trúc phương trình mô hình hóa. Các xét nghiệm ban đầu của lòng tốt và badness của phù hợp với chỉ số, chẳng hạn như chi-vuông, so sánh phù hợp với chỉ số (CFI) và có nghĩa là vuông gốc xấp xỉ (RMSEA), chứng tỏ hợp lý phù hợp (χ2 = 442.1, df = 265, CFI = 0,96, RMSEA = 0.057). Đánh giá các yếu tố khi và giá trị còn lại tiết lộ 3 vấn đề bài (một mục từ lệch lạc tổ chức) và một từ cạn kiệt tình cảm mà sau đó đã bị loại bỏ từ tiếp tục phân tích. Trước khi nghiên cứu cho thấy một thả-off tương tự trong các mục cho các biện pháp (Mulki, Jaramillo và Locander năm 2006).Phù hợp với chỉ số được cải thiện đáng kể (χ2 = 344.5 df = 220, CFI = 0.97, RMSEA = 0.053) cho thấy một mô hình được chấp nhận phù hợp. Bảng 1 chứa mục tin cậy phổ nhạc, bình phương sai trích (AVE) giá trị, và các yếu tố khi các cấu trúc. Tất cả các biện pháp triển lãm chấp nhận được tính thống nhất nội bộ với xây dựng đáng tin cậy (CR) ước tính vượt quá 0,70 (Nunnally 1978). Các giá trị AVE là lớn hơn 0,50, cũng chỉ ra giá trị hội tụ đầy đủ, và mỗi AVE vượt quá tương quan liên quan interconstruct vuông, chỉ ra tính hợp lệ biệt thức (tóc et al. 2006). Bảng 2 có mối tương quan giữa các biến tiềm ẩn.

Kết quả (Việt) 2:

Kết quả
phân tích thống kê
Trước khi phân tích sâu hơn, phương sai chung chia sẻ giữa các phản ứng được đánh giá. Đầu tiên, một phân tích một nhân tố đã được tiến hành để kiểm tra giá trị riêng (Harman 1976). Mô hình này dẫn đến 5 thành phần với prerotation eigenvalue đầu tiên chiếm ít hơn đáng kể so với 50 phần trăm của tổng số biến thể, làm giảm bớt lo ngại về thiên vị do một phong cách trả lời chung quy mô gây ra.
Mẫu Đo lường
Trước khi thử nghiệm giả thuyết, mô hình đo lường là đầu tiên đánh giá thông qua mô hình phương trình cấu trúc. Kiểm tra ban đầu của sự tốt lành và thứ xấu của các chỉ số phù hợp, chẳng hạn như chi-vuông, chỉ số phù hợp so sánh (CFI), rễ trung bình vuông xấp xỉ (RMSEA), chứng tỏ sự phù hợp lý (χ2 = 442,1, df = 265, CFI = 0,96, RMSEA = 0,057). Một đánh giá của tải trọng yếu tố và giá trị còn lại tiết lộ 3 mục vấn đề (một mục từ lệch lạc và tổ chức một kiệt sức tình cảm) mà sau đó đã bị loại khỏi phân tích thêm. Nghiên cứu trước đó cho thấy sự sa sút tương tự trong các mặt hàng cho các biện pháp (Mulki, Jaramillo, và Locander 2006).
Các chỉ số phù hợp với cải thiện đáng kể (χ2 = 344,5 df = 220, CFI = 0,97, RMSEA = 0,053) chỉ ra một mô hình thích hợp chấp nhận. Bảng 1 chứa điểm số mục tin cậy, phương sai trích (AVE) giá trị trung bình, và tải trọng yếu tố của cấu trúc. Tất cả các biện pháp hiện nhất quán bên chấp nhận được với xây dựng độ tin cậy (CR) ước tính vượt quá 0,70 (Nunnally 1978). Các giá trị AVE lớn hơn 0.50, cũng chỉ đủ giá trị hội tụ, và mỗi AVE vượt quá các mối tương quan interconstruct phương có liên quan, cho thấy giá trị biệt thức (Tóc et al. 2006). Bảng 2 chứa các mối tương quan giữa các biến tiềm ẩn.