As expected, the two measures of th

As expected, the two measures of the propensity to morally disengage
are highly correlated (r = .77, p < .01). However, despite this, the data fit
a two-factor CFA model that loads the two measures’ items onto separate
latent factors (χ2 = 518, df = 225) better (chi-square difference test
significant at p < .001) than a one-factor model that forces all (23 of)
the propensity to morally disengage items to load together (χ2 = 747,df = 230). The two measures correlate similarly with supervisor-reported
unethical behavior (r = .47, p < .01 for the new, shorter measure, and
r = .46, p < .01 for the Duffy et al. measure). However, the new, shorter
measure of the propensity to morally disengage is more strongly correlated
with coworker-reported unethical behavior (r = .52, p < .01) than the
alternative (Duffy et al.) measure (r = .41, p < .01). The alternative
measure is more strongly correlated with social desirability (r = −.46, p
< .01) than our new measure (r=−.33, p < .01) as well.
To test Hypothesis 4, we examined the variance in supervisor- and coworker-
reported employee unethical behavior accounted for by our new
propensity to morally disengage measure beyond that explained by the alternative
measure ofmoral disengagement and socially desirable response
tendencies. As shown in Model 1 of Table 8, the alternative measure of
the propensity to morally disengage explains a significant amount of variance
in employee unethical behavior when our new measure is absent.
However, the coefficient for the alternative measure becomes nonsignificant
(see Model 2, Table 8) when the new measure of the propensity
to morally disengage is added to the equation. In support of Hypothesis
4, the variable for the new propensity to morally disengage scale (β =
.27, p < .05) explains an additional 3% of the variance in supervisor-rated
employee unethical work behavior even after accounting for an alternative
measure of the propensity to morally disengage.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

คาดว่าจะเป็นสองมาตรการของความเอนเอียงไปทางศีลธรรมปลด
มีความสัมพันธ์สูง (r = .77, p <.01) แต่แม้จะมีนี้ข้อมูลพอดี
รูปแบบ CFA สองปัจจัยที่โหลดสองมาตรการ 'รายการไปยังแยกปัจจัย
แฝง (χ2 = 518, ค่า df = 225) ดีกว่า (ไคสแควร์ที่แตกต่างกันอย่างมีนัยสำคัญการทดสอบ
p <.001 กว่า) รูปแบบหนึ่งปัจจัยที่บังคับให้ทุกคน (23)
แนวโน้มที่จะมีคุณธรรมปลดรายการที่จะโหลดกัน (χ2 = 747, ค่า df = 230) สองมาตรการความสัมพันธ์กันกับอาจารย์ที่ปรึกษารายงาน
พฤติกรรมผิดจรรยาบรรณ (r = .47, p <.01 สำหรับใหม่วัดสั้นและ
r = .46, p <.01 กับดัฟฟี่, et al. วัด) แต่ใหม่ที่สั้นกว่า
วัดแนวโน้มที่จะปลดศีลธรรมเป็นความสัมพันธ์อย่างมาก
ผู้ร่วมงานที่มีการรายงานพฤติกรรมที่ผิดจรรยาบรรณ (r = .52, p <0.01) เมื่อเทียบกับทางเลือก
(ดัฟฟี่, et al.) วัด (r = .41, p <.01) ทางเลือก
วัดมีความสัมพันธ์มากขึ้นอย่างมากกับความปรารถนาทางสังคม (r = - .46 พี
<.01) เมื่อเทียบกับตัวชี้วัดใหม่ของเรา (r = - .33, p <.01). เช่นกัน
เพื่อทดสอบสมมติฐาน 4 เรา การตรวจสอบความแปรปรวนในผู้บังคับบัญชาและผู้ร่วมงาน-
รายงานพฤติกรรมผิดจรรยาบรรณพนักงานคิดโดยใหม่
นิสัยชอบของเราที่จะปลดศีลธรรมวัดเกินกว่าที่อธิบายได้ด้วยทางเลือก
วัดหลุดพ้น ofmoral และต้องการการตอบสนองสังคม
แนวโน้ม ดังแสดงในรูปแบบที่ 1 ของตารางที่ 8 ทางเลือกของการวัด
แนวโน้มที่จะปลดศีลธรรมอธิบายเป็นจำนวนมากของความแปรปรวน
ในการทำงานของพนักงานพฤติกรรมผิดจรรยาบรรณเมื่อมาตรการใหม่ของเราจะหายไป.
แต่ค่าสัมประสิทธิ์การวัดทางเลือกที่จะกลายเป็น nonsignificant
(เห็นรูปแบบที่ 2 ตารางที่ 8) เมื่อวัดใหม่
นิสัยชอบที่จะปลดศีลธรรมจะถูกเพิ่มในสมการ ในการสนับสนุนสมมติฐาน
4 ตัวแปรสำหรับแนวโน้มใหม่ในทางศีลธรรมขนาดปลด (β =
.27 พี <05) อธิบายเพิ่มเติม 3% ของความแปรปรวนในการทำงานของพนักงานพฤติกรรมผู้บังคับบัญชาที่ติดอันดับ
ผิดจรรยาบรรณแม้หลังจากการบัญชีสำหรับทางเลือก
วัดแนวโน้มที่จะปลดศีลธรรม

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ตามที่คาดไว้ วัดสิ่งการ disengage คุณธรรมสอง
มี correlated สูง (r =.77, p < .01). อย่างไรก็ตาม แม้นี้ ข้อมูลพอ
แบบ CFA สองปัจจัยที่โหลดของมาตรการสองรายการบนแยก
ปัจจัยแฝงอยู่ (χ2 = 518, df = 225) ดี (chi-square ทดสอบความแตกต่าง
อย่างมีนัยสำคัญที่ p < .001) มากกว่าแบบจำลองปัจจัยหนึ่งที่กองกำลังทั้งหมด (23 ของ)
สิ่งเพื่อคุณธรรม disengage สินค้าโหลดกัน (χ2 = 747, df = 230) มาตรการสองซึ่งคล้ายกับผู้ควบคุมงานรายงาน
พฤติกรรมศีลธรรม (r =.47, p < .01 สำหรับวัดใหม่ สั้น และ
r =.46, p < .01 สำหรับวัดดัฟฟี et al.) อย่างไรก็ตาม ใหม่ สั้น
อย่างรุนแรงถูก correlated วัดสิ่งเพื่อคุณธรรม disengage
กับเพื่อนร่วมงานที่มีรายงานพฤติกรรมศีลธรรม (r =.52, p < .01) กว่าการ
(ดัฟฟี et al.) วัดอื่น (r =.41, p < .01). สำรอง
วัดมี correlated อย่างรุนแรง ด้วยชอบธรรมทางสังคม (r = −.46, p
< .01) กว่าวัดของเราใหม่ (r=−.33, p < .01) เป็น
เพื่อทดสอบสมมติฐาน 4 เราตรวจสอบค่าความแปรปรวนในหัวหน้างาน -และเพื่อนร่วมงาน-
รายงานพฤติกรรมศีลธรรมพนักงานลงบัญชีสำหรับ โดยใหม่
สิ่งคุณธรรม disengage วัดนอกเหนือจากที่อธิบาย โดยสำรอง
วัด ofmoral disengagement และตอบสนองสังคมต้อง
แนวโน้ม ดังแสดงในรูป 1 ของตาราง 8 สำรองวัดของ
สิ่งเพื่อคุณธรรม disengage อธิบายจำนวนผลต่างอย่างมีนัยสำคัญ
ในพนักงานพฤติกรรมศีลธรรมเมื่อขาดงานวัดของเราใหม่
สัมประสิทธิ์สำหรับหน่วยวัดสำรองจะ nonsignificant อย่างไรก็ตาม
(ดูรูป 2, 8 ตาราง) เมื่อวัดสิ่งใหม่
การ disengage คุณธรรมเพิ่มสมการ สนับสนุนสมมติฐาน
4 ตัวแปรสำหรับสิ่งใหม่การ disengage ระดับคุณธรรม (β =
27, p <05) อธิบายเพิ่มเติม 3% ของความแปรปรวนในคะแนนผู้
พนักงานงานศีลธรรมลักษณะการทำงานแม้หลังจากบัญชีการ
วัดสิ่งการ disengage คุณธรรม

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

เป็นไปตามที่คาดไว้,สองมาตรการของที่โน้มเอียงไปทางศีลธรรมถอด
ซึ่งจะช่วยได้รับความสัมพันธ์( r = .77 , P <. 01 ) อย่างไรก็ตามแม้ว่าจะมีโรงแรมแห่งนี้ให้ข้อมูลกับ
ที่สองปัจจัย CFA รุ่นที่โหลดที่สองมาตรการของรายการไปยังแยก
แฝงตัวอยู่ปัจจัย(χ 2 = 518 , A = 225 )ได้ดียิ่งขึ้น( CHI - Square ,ความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญ
ซึ่งจะช่วยการทดสอบที่ P <. 001 )กว่าหนึ่ง - Form Factor รุ่นที่กองกำลังทั้งหมด( 23 )
โน้มเอียงในการถอดรายการสินค้าเพื่อโหลดกันชอบ(χ 2 = 747 DF = 230 ) ทั้งสองมาตรการสัมพันธ์ในทำนองเดียวกันกับซุปเปอร์ไวเซอร์ - รายงาน
ขัดต่อจริยธรรมพฤติกรรม( r = .47 , P < .01 สำหรับใหม่ที่สั้นลงวัดและ
r = .46 , P < .01 สำหรับบริกดัฟฟีส่วน et al .การวัด) แต่ถึงอย่างไรก็ตามใหม่
ซึ่งจะช่วยลดระยะเวลาการวัดระดับความโน้มเอียงที่จะถอดความประพฤติมีความสัมพันธ์อย่างจริงจังมากขึ้น
พร้อมด้วยเพื่อนร่วมงาน - รายงานพฤติกรรมไร้จริยธรรม( r = .52 , P <. 01 )กว่า
ทางเลือก(บริกดัฟฟีส่วน et al .)วัด( r = .41 , P <. 01 ) เป็นทางเลือก
การวัดผลก็คือเป็นอย่างดีมากกว่าความสัมพันธ์กับสังคมปรารถนา( r = - .46 , P
<. 01 )กว่าของเราใหม่วัด( r = - .33 , P <. 01 )เป็นอย่างดี.
การทดสอบสมมุติฐาน 4 ,เราตรวจสอบที่ไม่เหมือนกันในซุปเปอร์ไวเซอร์และเพื่อนร่วมงาน -
ลักษณะการทำงานขัดต่อจริยธรรมของพนักงานรายงานว่าคิดเป็นสัดส่วนโดย
ซึ่งจะช่วยสังคมของเราเพื่อปลดวัดที่อยู่เลยออกไปอธิบายโดยทางเลือก
วัด ofmoral ปล่อยให้พ้นทางสังคมและเป็นที่ต้องการการตอบสนอง
แนวโน้มที่ชอบ ตามที่แสดงไว้ในรุ่น 1 ของตารางที่ 8 วัดทางเลือกของสังคม
ซึ่งจะช่วยในการถอดความประพฤติจะอธิบายถึงจำนวนมากในเรื่องความปรวนแปร
ในลักษณะการทำงานขัดต่อจริยธรรมของพนักงานเมื่อมาตรการใหม่ของเราไม่อยู่.
อย่างไรก็ตามตัวเลขที่ทางเลือกสำหรับมาตรการที่จะกลายเป็นอย่างไม่มีนัยสำคัญ
(ดูที่ตาราง 8 รุ่น 2 )เมื่อมาตรการใหม่ของสังคมที่
ซึ่งจะช่วยในการถอดความประพฤติจะถูกเพิ่มลงในสมการนี้ ในการสนับสนุนของข้อสมมุติฐาน
4 ,ที่ได้หลายระดับสำหรับที่ใหม่ระดับความโน้มเอียงไปทางศีลธรรมให้ปลดคราบตะกรัน(เฉพาะ=
.27 , P <.05 )จะอธิบายถึง 3% ของค่าตัวแปรในการทำงานที่ขัดต่อจริยธรรม
ซึ่งจะช่วยงานของพนักงานซุปเปอร์ไวเซอร์ - กำหนดพิกัดแม้หลังจากคิดเป็นสัดส่วนทางเลือก
ซึ่งจะช่วยในการวัดที่โน้มเอียงในการถอดความประพฤติ