total), followed by a random listin

total), followed by a random listing of all items (N = 15; six
items for error recovery performance, six items for behavioral
integrity, and three items for job satisfaction) including
the items for error recovery performance that were developed
to assess the construct. Two versions of the survey
were administered (i.e., construct definitions were presented
in a different order for Version 2) to minimize concerns
regarding bias that may stem from order efforts. A sample of
25 staff members at a large university in the southern United
States were then recruited by one of the research team members
and asked to rate the extent to which the items are conceptually
consistent with the scale definitions listed at the
top of the page. It should be emphasized that such samples
are quite appropriate for this type of assessment process (cf.
Tracey & Tews, 2005)—it does not require respondents to
be subject-matter experts, only that they are not biased and
have the ability to read and complete the rating task. A series
of ANOVAs and Duncan’s Multiple Range Tests were completed
in which the mean item ratings were compared across
each of the three constructs. The results showed that all
items had significantly higher mean ratings on the focal (i.e.,
purported) scale compared with the mean ratings for the
other two construct definitions. These findings offer strong
evidence that the scales are conceptually distinct and lend
initial support for construct validity for all scales, including
the Error Recovery Performance Scale.
Results
Preliminary analysis. All scales demonstrated adequate reliability.
Exploratory factor analysis (EFA) using principal
components analysis with varimax rotation was initially
performed on the measures to find out whether they represented
the distinct concepts of interest. According to the
initial results of the EFA, one item from the Error Recovery
Performance (“I do not panic or become helpless in handling
errors”) measure had a low factor loading and was
thus removed from further analysis. The final results of the
EFA produced a three-factor solution with eigenvalues
greater than 1.0, accounting for 71.47% of the variance.
Factor loadings ranged from .73 to .91, which indicated that
all items loaded heavily on their underlying factors.
To ensure construct validity, data were subject to confirmatory
factor analyses (CFAs) for a more rigorous psychometric
assessment. The results of the CFA demonstrated a
reasonable fit of the three-factor model (χ2 = 195.43; comparative
fit index [CFI] = .96; root mean square error
approximation [RMSEA] = .06). First, convergent validity
was assessed. All average variance extracted (AVE) scores
were above .5 (varied from .51 to .77), indicating convergence
(Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010). Second, discriminant
validity was assessed. The AVE values for any
two constructs were compared with the square of the correlation
estimate between them (Hair et al., 2010). In all
cases, the AVE was greater than the squared correlation
estimates indicating discriminant validity. Therefore, results
provided evidence of discriminant validity.
Because data on BI, job satisfaction, and error recovery
performance were collected from a single source at the
same time, common method bias could be an issue.
Harman’s Single-Factor Test was used to address the issue
of common method variance (Podsakoff, MacKenzie, &
Podsakoff, 2012).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

รวม), ตาม ด้วยการสุ่มรายการของสินค้าทั้งหมด (N = 15 หกสินค้าสำหรับประสิทธิภาพการกู้คืนข้อผิดพลาด หกรายการสำหรับพฤติกรรมความสมบูรณ์ และสามรายการสำหรับความพึงพอใจในงาน) รวมทั้งสินค้าสำหรับประสิทธิภาพการกู้คืนข้อผิดพลาดที่ได้รับการพัฒนาการประเมินการก่อสร้าง รุ่นที่สองของการสำรวจขึ้น (เช่น ข้อกำหนดก่อสร้างนำเสนอในลำดับแตกต่างสำหรับรุ่น 2) เพื่อลดความกังวลเกี่ยวกับอคติที่อาจเกิดจากความพยายามสั่ง ตัวอย่างของพนักงาน 25 คนในมหาวิทยาลัยขนาดใหญ่ในสหรัฐภาคใต้อเมริกาแล้วผ่านการคัดเลือก โดยหนึ่งในสมาชิกทีมวิจัยและถามราคาขอบเขตซึ่งทางแนวคิดสอดคล้องกับข้อกำหนดของมาตราส่วนแสดงไว้ที่นี้ด้านบนของหน้า ควรเน้นว่า เช่นตัวอย่างค่อนข้างเหมาะสมสำหรับประเภทของการประเมินกระบวนการ (cfTracey & Tews, 2005) — ผู้ตอบไปโดยไม่ต้องเป็นผู้เชี่ยวชาญ เท่าที่พวกเขาจะไม่ลำเอียง และมีความสามารถในการอ่าน และดำเนินงานประเมิน ชุดของ ANOVAs และของ Duncan หลายช่วงทดสอบเสร็จซึ่งการจัดอันดับสินค้าหมายถึงเปรียบเทียบข้ามแต่ละโครงสร้างสาม ผลการศึกษาพบที่ทั้งหมดรายการที่มีนัยสำคัญหมายถึงการจัดอันดับบนการโฟกัส (เช่นเจตนา) ขนาดเมื่อเทียบกับการจัดอันดับเฉลี่ยสำหรับการอีกสองสร้างนิยาม ค้นพบเหล่านี้ให้แข็งแกร่งหลักฐานว่า เครื่องชั่งจะแตกต่างทางแนวคิด และให้ยืมการสนับสนุนเริ่มต้นมีผลบังคับใช้โครงสร้างเครื่องชั่งทั้งหมด รวมทั้งมาตราส่วนประสิทธิภาพการกู้คืนข้อผิดพลาดผลลัพธ์การวิเคราะห์เบื้องต้น เครื่องชั่งทั้งหมดแสดงให้เห็นถึงความน่าเชื่อถือเพียงพอวิเคราะห์สำรวจปัจจัย (EFA) โดยใช้หลักวิเคราะห์ส่วนประกอบ varimax หมุนเป็นครั้งแรกดำเนินการในมาตรการเพื่อค้นหาว่าพวกเขาแสดงแนวคิดที่แตกต่างน่าสนใจ ตามผลเบื้องต้นของ EFA หนึ่งรายการจากการกู้คืนข้อผิดพลาดประสิทธิภาพ ("ฉันไม่ตกใจ หรือจะหมดหนทางในการจัดการข้อผิดพลาด") วัดมีที่โหลดต่ำปัจจัย และจึง เอาออกจากการวิเคราะห์เพิ่มเติม ผลสุดท้ายของการEFA ผลิตโซลูชัน 3 คูณกับค่าลักษณะเฉพาะมากกว่า 1.0 บัญชี 71.47% ของผลต่างปัจจัย loadings ที่โจมตีระยะไกลจาก.73 .91 ซึ่งระบุว่าสินค้าทั้งหมดโหลดอย่างหนักบนปัจจัยพื้นฐานของพวกเขาต้องให้ตั้งแต่ก่อสร้าง ข้อมูลถูกแปลงเมื่อปัจจัยวิเคราะห์ (CFAs) เข้มงวดมากขึ้นสำหรับไซโครเมทริกส์การตรวจประเมิน แสดงให้เห็นผลของการพอดีที่เหมาะสมของรูปแบบคูณสาม (χ2 = 195.43 เปรียบเทียบพอดีดัชนี [CFI] =. 96 รากหมายถึงตารางข้อผิดพลาดประมาณ [RMSEA] =.06). ตั้งแต่แรก องค์กรรับการประเมิน ผลต่างของค่าเฉลี่ยทั้งหมดแยกคะแนน (AVE)ถูกข้าง.5 (แตกต่างจาก.51 ถึง.77), ระบุบรรจบกัน(ผม สีดำ บาบิน และแอนเดอร์ สัน 2010) สอง discriminantรับการประเมินความถูกต้อง ค่า AVE ใด ๆโครงสร้างที่สองมาเปรียบเทียบกับตารางความสัมพันธ์ประเมินระหว่างพวกเขา (ผม et al. 2010) ในทั้งหมดกรณี AVE การแก้ไขมากกว่าความสัมพันธ์ยกกำลังสองการประเมินที่บ่งชี้ว่า มีผลบังคับใช้ discriminant ดังนั้น ผลมีหลักฐานมีผลบังคับใช้ discriminantเนื่องจากข้อมูลใน BI งานความพึงพอใจ และการกู้คืนข้อผิดพลาดประสิทธิภาพการทำงานที่ถูกเก็บรวบรวมจากแหล่งเดียวที่ยังอคติเวลา ทั่วไปวิธีเดียวอาจจะมีปัญหาทดสอบปัจจัยเดียวของ Harman ใช้การแก้ปัญหาผลต่างวิธีทั่วไป (Podsakoff แม็คเคนซี่ &Podsakoff, 2012)

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ทั้งหมด) ตามด้วยรายการสุ่มของรายการทั้งหมด (N = 15; หก
รายการสำหรับประสิทธิภาพการกู้คืนข้อผิดพลาดหกรายการสำหรับพฤติกรรม
ซื่อสัตย์และสามรายการเพื่อความพึงพอใจงาน) รวมทั้ง
รายการสำหรับประสิทธิภาพการกู้คืนข้อผิดพลาดที่ได้รับการพัฒนา
เพื่อประเมินสร้าง . รุ่นที่สองของการสำรวจ
มีการบริหารจัดการ (เช่นสร้างคำจำกัดความที่ถูกนำเสนอ
ในลำดับที่แตกต่างกันสำหรับรุ่นที่ 2) เพื่อลดความกังวล
เกี่ยวกับอคติที่อาจเกิดจากความพยายามในการสั่งซื้อ ตัวอย่างของ
25 พนักงานมหาวิทยาลัยขนาดใหญ่ในภาคใต้ของประเทศ
สหรัฐอเมริกาได้รับคัดเลือกแล้วโดยหนึ่งในสมาชิกทีมวิจัย
และขอให้ประเมินขอบเขตที่รายการที่มีแนวคิด
สอดคล้องกับคำจำกัดความของขนาดที่ระบุไว้ที่
ด้านบนของหน้า มันควรจะเน้นว่ากลุ่มตัวอย่างดังกล่าว
จะค่อนข้างเหมาะสมสำหรับประเภทของกระบวนการประเมิน (cf นี้
Tracey & Tews 2005) -IT ไม่จำเป็นต้องมีผู้ตอบแบบสอบถาม
เป็นผู้เชี่ยวชาญเรื่องของ แต่เพียงว่าพวกเขาจะไม่ลำเอียงและ
มีความสามารถในการอ่าน และให้งานการจัดอันดับ ชุด
ของ ANOVAs และดันแคนทดสอบช่วงหลายเสร็จสมบูรณ์
ซึ่งในการจัดอันดับรายการค่าเฉลี่ยที่ได้มาเปรียบเทียบข้าม
แต่ละสามโครงสร้าง ผลการศึกษาพบว่าทุก
รายการที่มีการจัดอันดับที่สูงขึ้นอย่างมีนัยสำคัญเฉลี่ยในโฟกัส (เช่น
อ้างว่า) ขนาดเมื่อเทียบกับค่าเฉลี่ยการให้คะแนนสำหรับ
อีกสองคำจำกัดความสร้าง การค้นพบเหล่านี้ให้แข็งแกร่ง
หลักฐานว่าเครื่องชั่งน้ำหนักที่แตกต่างแนวคิดและให้ยืม
สนับสนุนเริ่มต้นสำหรับการสร้างความถูกต้องสำหรับเครื่องชั่งทั้งหมดรวมทั้ง
ชั่งข้อผิดพลาดในการปฏิบัติงานการกู้คืน.
ผลการ
วิเคราะห์เบื้องต้น เครื่องชั่งน้ำหนักทั้งหมดแสดงให้เห็นถึงความน่าเชื่อถือเพียงพอ.
วิเคราะห์ปัจจัยเชิงสำรวจ (EFA) โดยใช้หลัก
ส่วนประกอบการวิเคราะห์กับการหมุน VariMax แรกถูก
ดำเนินการเกี่ยวกับมาตรการที่จะหาว่าพวกเขาเป็นตัวแทนของ
แนวความคิดที่แตกต่างของดอกเบี้ย ตามที่
ผลเบื้องต้นของปวงชนหนึ่งรายการจากข้อผิดพลาดในการกู้คืน
การปฏิบัติงาน ( "ฉันไม่ต้องตกใจหรือกลายเป็นกำพร้าในการจัดการ
ข้อผิดพลาด") วัดมีปัจจัยในการโหลดต่ำและถูก
ตัดออกจึงจากการวิเคราะห์ต่อไป ผลสุดท้ายของ
ปวงชนที่ผลิตวิธีการแก้ปัญหาสามปัจจัยที่มีลักษณะเฉพาะ
มากกว่า 1.0 คิดเป็น 71.47% ของความแปรปรวน.
เติมปัจจัยอยู่ในช่วง 0.73-0.91 ซึ่งชี้ให้เห็นว่า
รายการทั้งหมดโหลดหนักกับปัจจัยพื้นฐานของพวกเขา.
เพื่อให้แน่ใจว่า สร้างความถูกต้องของข้อมูลเป็นเรื่องที่ยืนยัน
การวิเคราะห์ปัจจัย (CFAs) สำหรับทางจิตวิทยาที่เข้มงวดมากขึ้น
การประเมิน ผลของการ CFA แสดงให้เห็นถึง
ความพอดีที่เหมาะสมของรูปแบบสามปัจจัย (χ2 = 195.43; เปรียบเทียบ
ดัชนีพอดี [CFI] = 0.96; รากหมายถึงข้อผิดพลาดตาราง
ประมาณ [RMSEA] = 0.06) ครั้งแรกที่มาบรรจบกับความถูกต้อง
ได้รับการประเมิน ทั้งหมดแปรปรวนเฉลี่ยสกัด (AVE) คะแนน
อยู่เหนือ 0.5 (แตกต่างกัน 0.51-0.77) แสดงให้เห็นการบรรจบกัน
(ผม, สีดำ, Babin & Anderson, 2010) ประการที่สองการจำแนก
ความถูกต้องได้รับการประเมิน ค่า AVE สำหรับการใด ๆ
สองโครงสร้างที่ถูกเมื่อเทียบกับตารางของความสัมพันธ์
ประมาณการระหว่างพวกเขา (ผม et al., 2010) ในทุก
กรณี AVE เป็นมากกว่าความสัมพันธ์ยืด
ประมาณการแสดงให้เห็นความถูกต้องจำแนก ดังนั้นผลการ
ให้หลักฐานของความถูกต้องจำแนก.
เพราะข้อมูลเกี่ยวกับ BI พึงพอใจในงานและการกู้คืนข้อผิดพลาดใน
การปฏิบัติงานที่ถูกเก็บรวบรวมจากแหล่งเดียวที่
เวลาเดียวกันวิธีอคติทั่วไปอาจเป็นปัญหา.
ทดสอบเดียว-Factor Harman ถูกใช้ไปยังที่อยู่ ปัญหา
ความแปรปรวนวิธีการทั่วไป (Podsakoff, แม็คเคนซี่และ
Podsakoff 2012)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ทั้งหมด ) ตามรายการแบบสุ่มของรายการทั้งหมด ( N = 15 ; 6การแสดงรายการสำหรับการกู้คืนข้อผิดพลาด 6 รายการ สำหรับพฤติกรรมสมบูรณ์ และสามรายการสำหรับความพึงพอใจ ) รวมทั้งรายการข้อผิดพลาดการกู้คืนงานที่ถูกพัฒนาขึ้นเพื่อศึกษาโครงสร้าง รุ่นที่สองของการสำรวจศึกษาสร้างคำนิยามที่ถูกนำเสนอ ( เช่นในการสั่งซื้อที่แตกต่างกันสำหรับรุ่นที่ 2 ) เพื่อลดความกังวลเกี่ยวกับอคติที่อาจเกิดจากความพยายามของการสั่งซื้อ ตัวอย่างของ25 พนักงานในมหาวิทยาลัยขนาดใหญ่ในภาคใต้ของสหรัฐอเมริกาสหรัฐอเมริกาถูกว่าจ้างโดย หนึ่งในสมาชิกของทีมวิจัยและขอให้คะแนนขอบเขตซึ่งรายการที่มีแนวคิดสอดคล้องกับนิยามที่ระบุไว้ที่ขนาดด้านบนของหน้า มันควรจะเน้นว่า ตัวอย่าง เช่นจะค่อนข้างเหมาะสมสำหรับการประเมินชนิดนี้ ( CF .เทรซี่ & tews , 2005 ) - ไม่ต้องตอบการเป็นผู้เชี่ยวชาญ เพียง แต่ที่พวกเขาจะไม่ลำเอียง และมีความสามารถในการอ่านและให้คะแนนงาน ชุดของ anovas การทดสอบและหลายช่วง ดันแคนได้เสร็จซึ่งหมายถึงรายการเรทติ้งเทียบข้ามแต่ละสามโครงสร้าง . ผลการศึกษาพบว่ารายการมีเรตติ้งสูงกว่าค่าเฉลี่ยในการโฟกัส ( เช่นเจตนา ) ขนาดเมื่อเทียบกับค่าเฉลี่ยคะแนนสำหรับ2 สร้างคำจำกัดความ การค้นพบเหล่านี้ให้แข็งแรงหลักฐานที่เป็นแนวคิดที่แตกต่าง และให้ยืมเครื่องชั่งสนับสนุนการสร้างความถูกต้องทุกระดับ ได้แก่ข้อผิดพลาดในการกู้คืนความสามารถระดับผลลัพธ์การวิเคราะห์ข้อมูลเบื้องต้น เครื่องชั่งแสดงความน่าเชื่อถือเพียงพอการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงสำรวจ ( EFA ) โดยใช้หลักส่วนการวิเคราะห์ด้วยตัวหมุนเป็นครั้งแรกดำเนินการในมาตรการต่างๆ เพื่อค้นหาว่า พวกเขาแสดงแนวคิดที่แตกต่างของดอกเบี้ย ไปตามผลเบื้องต้นของข้าพเจ้า หนึ่งรายการจากการกู้คืนข้อผิดพลาดประสิทธิภาพ ( " ผมไม่ตื่นตระหนกหรือกลายเป็นไร้ประโยชน์ในการจัดการข้อผิดพลาด " ) วัดได้ต่ำและปัจจัยโหลดดังนั้นลบออกจากการวิเคราะห์ต่อไป ผลลัพธ์สุดท้ายของEFA ผลิตโซลูชั่นกับแบบสามปัจจัยมากกว่า 1.0 , การบัญชีสำหรับ 71.47 % ของความแปรปรวนครอบคลุมปัจจัยระหว่าง . 73 . 91 ซึ่งพบว่าสินค้าทั้งหมดของโหลดหนัก ) ปัจจัยเพื่อตรวจสอบความตรงเชิงโครงสร้างเป็นเรื่องเชิงข้อมูลการวิเคราะห์ปัจจัย ( cfas ) เข้มงวดมากขึ้นทางจิตวิทยาการประเมิน ผลของ CFA แสดงพอดีที่เหมาะสมของปัจจัยสามแบบ ( χ 2 = 195.43 ; เปรียบเทียบพอดีดัชนี [ ลม ] = . 96 ; รากค่าเฉลี่ยความคลาดเคลื่อนกำลังสองการประมาณค่า RMSEA = [ ] . 06 ) แรก , ความตรงลู่เข้าคือการประเมิน ทั้งหมดมีความแปรปรวนที่สกัด ( Ave ) คะแนนข้างบน 5 ( เท่ากับ . 51 ถึง . 77 ) , ซึ่งบรรจบกัน( ผม สีดำ แบบิ้น และ แอนเดอร์สัน , 2010 ) ที่สอง , จำแนกประเมิน . ค่า Ave สำหรับใด ๆสองโครงสร้างเปรียบเทียบกับตารางของความสัมพันธ์ประมาณการกันไว้ ( ผม et al . , 2010 ) ในทั้งหมดกรณี , Ave สูงกว่าสองความสัมพันธ์ประมาณการระบุจำแนกประเภทผู้ป่วย ดังนั้น ผลลัพธ์ให้หลักฐานของระดับความถูกต้องเนื่องจากข้อมูลเกี่ยวกับบี ความพึงพอใจในงานและการกู้คืนข้อผิดพลาดประสิทธิภาพในการเก็บรวบรวมจากแหล่งเดียวที่เวลาเดียวกัน วิธีการทั่วไปที่อคติที่อาจเป็นปัญหาHarman เป็นปัจจัยเดียวคือแบบทดสอบที่ใช้ในประเด็นทั่วไปวิธีความแปรปรวน ( podsakoff แม็คเคนซี่ย์ และpodsakoff , 2012 )