Fornell and Larcker (1981) note tha

Fornell and Larcker (1981) note that constructs demonstrate discriminant
validity if the variance extracted for each is higher than the squared correlation
between the constructs. Hair, Anderson, Tatham, and Black (1998) propose that,
for discriminant validity, the composite reliability should be above the 0.70
threshold and extracted variance above the 50% threshold. All our constructs met
these criteria. To further control for potential biases stemming from the method of
data collection, we ensured that there were no differences between web-based
(69%) and paper-based respondents (31%). We also controlled for potential biases
on account of age and gender. T-tests indicated no significant differences.
As Table 1 indicates, all reliability scores were above the generally
accepted norm of 0.70. Further, a second wave of questionnaires, targeted at two
other members of sampled firms, was sent out after the initial responses had been
obtained (15% and 5% second and third respondents respectively). We calculated
an inter-rater agreement score (rwg) for each variable (James, Demaree, and Wolf
1993), which ranged from 0.67 to 0.85, which reflects “substantial” to “almost
perfect” agreement on Landis and Koch’s (1977) scale. The examination of intraclass
correlations also revealed a strong level of inter-rater reliability: correlations
were consistently significant at the 0.001 level (Jones, Johnson, Butler, and Main
1983). Finally, to check for common method bias, we conducted a Harman singlefactor
test, which did not suggest any cause for concern. Further, our confirmatory
factor analysis (CFA) model performed well in terms of fit (GFI: 0.981; RMSEA:
0.034; p ≤. 0.00; cf. null model GFI: 0.519; RMSEA: 0.22; p ≤ 0.00). All factor
loadings were well above the 0.40 level recommended by Ford, MacCallum and
Tait (1986). The CFA solution thus replicated our proposed operationalizations,
attesting to the reliability and dimensionality of the items and operationalizations

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

Fornell และ Larcker (1981) หมายเหตุว่าสร้างสาธิต discriminantมีผลบังคับใช้ถ้าผลต่างที่แยกสำหรับแต่ละสูงกว่าสหสัมพันธ์ยกกำลังสองระหว่างของโครงสร้าง ผม แอนเดอร์สัน Tatham และสีดำ (1998) เสนอที่มีผลบังคับใช้ discriminant ความน่าเชื่อถือประกอบควรข้างต้น 0.70เขตแดนและต่างแยกเหนือเกณฑ์ 50% โครงสร้างทั้งหมดของเราได้พบเงื่อนไขเหล่านี้ การควบคุมเพิ่มเติมอาจเกิดขึ้นควรเกิดจากวิธีการรวบรวมข้อมูล เรามั่นใจว่า มีไม่มีความแตกต่างระหว่างใช้เว็บ(69%) และผู้ตอบใช้กระดาษ (31%) เรายังควบคุมควรมีศักยภาพบัญชีอายุและเพศ T-ทดสอบระบุไม่แตกต่างกันตามตารางที่ 1 บ่งชี้ ได้คะแนนความน่าเชื่อถือทั้งหมดข้างต้นนี้โดยทั่วไปยอมรับบรรทัดฐานของ 0.70 เพิ่มเติม คลื่นที่สองแบบสอบถาม สองสมาชิกอื่น ๆ ของบริษัทตัวอย่าง ส่งออกหลังจากที่ได้รับการตอบรับเริ่มต้นได้รับ (ตอบในสอง และสามของ 15% และ 5% ตามลำดับ) เราคำนวณข้อตกลงระหว่างประเมินคะแนน (rwg) สำหรับแต่ละตัวแปร (James, Demaree และหมาป่า1993), ซึ่งอยู่ในช่วงจาก 0.67 ถึง 0.85 ซึ่งสะท้อนถึง "มาก" กับ "เกือบข้อตกลงที่สมบูรณ์แบบ"ในแลนดิสและของสาขาขนาด (1977) การตรวจสอบของ intraclassความสัมพันธ์ยังเปิดเผยความสามารถในระดับของความน่าเชื่อถือระหว่างประเมิน: ความสัมพันธ์ได้อย่างมีนัยสำคัญที่ระดับ 0.001 (Jones, Johnson บริกร และหลัก1983) ในที่สุด การตรวจสอบมาตรฐานวิธีทั่วไป เราดำเนิน Harman singlefactorทดสอบ ซึ่งไม่แนะนำใด ๆ อาจสร้างความกังวลไม่ ต่อไป เราเมื่อรุ่น (CFA) การวิเคราะห์ปัจจัยดำเนินการในแง่ของพอดี (GFI: 0.981 RMSEA:0.034 ≤ p. 0.00 เทียบรุ่นว่าง GFI: 0.519 RMSEA: 0.22 p ≤ 0.00) ปัจจัยทั้งหมดรับน้ำหนักได้ดีเหนือระดับ 0.40 โดยฟอร์ด MacCallum และเมอร์แชนต์ (1986) โซลูชัน CFA จึงจำลองแบบ operationalizations ของเรานำเสนอไทยความน่าเชื่อถือและมิติสินค้าและ operationalizations

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

Fornell และ Larcker (1981) ทราบว่าโครงสร้างที่แสดงให้เห็นถึงการจำแนก
ความถูกต้องถ้าแปรปรวนที่สกัดสำหรับแต่ละสูงกว่าความสัมพันธ์ Squared
ระหว่างโครงสร้าง ผม, แอนเดอ Tatham และสีดำ (1998) เสนอว่า
ความถูกต้องจำแนกความน่าเชื่อถือคอมโพสิตควรจะดังกล่าวข้างต้น 0.70
เกณฑ์และความแปรปรวนสกัดสูงกว่าเกณฑ์ 50% โครงสร้างทั้งหมดของเราได้พบกับ
เกณฑ์เหล่านี้ ในการควบคุมต่อไปสำหรับอคติที่อาจเกิดขึ้นอันเนื่องมาจากวิธีการ
เก็บรวบรวมข้อมูลที่เรามั่นใจได้ว่ามีความแตกต่างระหว่าง Web-based ไม่มี
ผู้ตอบแบบสอบถาม (69%) และกระดาษที่ใช้ (31%) นอกจากนี้เรายังควบคุมอคติที่มีศักยภาพ
ในบัญชีของอายุและเพศ T-การทดสอบแสดงให้เห็นไม่แตกต่างกัน.
ในฐานะที่เป็นตารางที่ 1 แสดงให้เห็นทั้งหมดคะแนนความน่าเชื่อถืออยู่เหนือโดยทั่วไป
ยอมรับบรรทัดฐาน 0.70 นอกจากนี้คลื่นลูกที่สองของแบบสอบถามเป้าหมายที่สอง
สมาชิกคนอื่น ๆ ของ บริษัท ตัวอย่างที่ถูกส่งออกมาหลังจากที่การตอบสนองที่เริ่มต้นได้รับการ
ได้รับ (ที่สอง 15% และ 5% และผู้ตอบแบบสอบถามที่สามตามลำดับ) เราคำนวณ
คะแนนข้อตกลงระหว่างผู้ประเมิน (RWG) สำหรับแต่ละตัวแปร (เจมส์ Demaree และหมาป่า
1993) ซึ่งอยู่ในช่วง 0.67-0.85 ซึ่งสะท้อนให้เห็นถึง "มาก" กับ "เกือบจะ
สมบูรณ์แบบ" ข้อตกลงเกี่ยวกับแลนดิสและโคช์ส (1977) ขนาด . การตรวจสอบของ intraclass
ความสัมพันธ์ยังเผยให้เห็นในระดับที่แข็งแกร่งของความน่าเชื่อถือระหว่างผู้ประเมิน: ความสัมพันธ์
อย่างมีนัยสำคัญอย่างต่อเนื่องที่ระดับ 0.001 (โจนส์, จอห์นสันบัตเลอร์และ Main
1983) สุดท้ายเพื่อตรวจสอบอคติวิธีการทั่วไปที่เราดำเนินการ singlefactor Harman
ทดสอบซึ่งไม่แนะนำให้ทุกสาเหตุสำหรับกังวล นอกจากนี้เรายืนยัน
วิเคราะห์ปัจจัย (CFA) รุ่นทำได้ดีในแง่ของการพอดี (GFI: 0.981; RMSEA:
0.034; P ≤ 0.00; cf เลย null รุ่น GFI:. 0.519; RMSEA: 0.22; P ≤ 0.00) ทุกปัจจัย
แรงได้ดีเหนือระดับ 0.40 แนะนำโดยฟอร์ดและ MacCallum
Tait (1986) การแก้ปัญหาจึง CFA จำลองแบบ operationalizations เสนอของเรา
ที่รับรองความน่าเชื่อถือและมิติของรายการและ operationalizations

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ฟอร์เนิล และ larcker ( 1981 ) ทราบว่าโครงสร้างแสดงจำแนกความถูกต้อง ถ้าความแปรปรวนที่แต่ละสูงกว่าสถิติความสัมพันธ์ระหว่างโครงสร้าง . ผม , แอนเดอร์สัน , แทเทิ่ม และดำ ( 1998 ) ได้เสนอว่าเพื่อจำแนกความถูกต้อง ความน่าเชื่อถือ คอมโพสิตควรจะสูงกว่า 0.70เกณฑ์และสกัดความเหนือ 50% เกณฑ์ ทั้งหมดของเราสร้างพบเกณฑ์เหล่านี้ เพิ่มเติมการควบคุมที่มีอคติที่เกิดจากวิธีการของเก็บข้อมูล เรามั่นใจว่าไม่มีความแตกต่างระหว่างเว็บ( 69% ) และกระดาษผู้ตอบ ( 31% ) เรายังควบคุมอคติที่มีศักยภาพเนื่องจากอายุและเพศ จำนวนที่ระบุไม่พบ .เป็นตารางที่ 1 พบว่า คะแนนความน่าเชื่อถือทั้งหมดข้างต้นโดยทั่วไปยอมรับบรรทัดฐานของ 0.70 . ต่อไปเป็นคลื่นที่สองของจำนวนเป้าหมายที่สองสมาชิกคนอื่น ๆของ บริษัท ข้อมูลถูกส่งออกหลังจากการเริ่มต้นได้ได้รับ ( 15 % และ 5 % 2 และ 3 คน ตามลำดับ เราคำนวณเป็นข้อตกลงระหว่างกลุ่มคะแนน ( rwg ) สำหรับแต่ละตัวแปร ( เจมส์ demaree และหมาป่า1993 ) ซึ่งอยู่ระหว่าง 0.67 ถึง 0.85 ซึ่งสะท้อนให้เห็นถึง " รูปธรรม " " เกือบข้อตกลงสมบูรณ์แบบ " แลนดิสโคช์ส ( 1977 ) และขนาด การตรวจสอบที่แสดงการศึกษายังพบในระดับที่แข็งแกร่งของอินเตอร์ระดับความน่าเชื่อถือ : ความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญที่ระดับ 0.001 ( อย่างโจนส์ จอห์นสัน พ่อบ้าน และหลัก1983 ) สุดท้ายเพื่อตรวจสอบวิธีการทั่วไปที่อคติ เราทำการ Harman singlefactorทดสอบ , ซึ่งไม่แนะนำใด ๆ สาเหตุของปัญหา อันดับต่อไปของเราการวิเคราะห์ปัจจัย ( CFA ) รุ่นได้ดีในแง่ของพอดี ( GFI : 0.981 ; RMSEA :0.034 ; P ≤ . 0.00 ; CF ในรูปแบบ GFI : 0.519 ; RMSEA : 0.22 ; P ≤ 0.00 ) ปัจจัยทั้งหมดภาระถูกดีเหนือ 0.40 ระดับที่แนะนำโดยฟอร์ด และเมิ่กแคลเลิ่มเทต ( 1986 ) CFA จึงเสนอโซลูชั่นแบบ operationalizations ของเรา ,เพื่อยืนยันความน่าเชื่อถือ และ dimensionality ของรายการและ operationalizations