3.3 Non-response bias and common me

3.3 Non-response bias and common method variance
Following convention (Armstrong and Overton, 1977; Lambert and Harrington, 1990),
we tested for non-response bias in the data by comparing the responses of early and
late waves of returned surveys. This is based on the assumption that the opinions of
late respondents are representative of the opinions of non-respondents. Along with the
ten demographic variables, 30 randomly selected variables were also included in this
analysis. The final sample was split into two, an early-wave group consisting of 123
responses, and a late-wave group consisting of 98 responses. Results of t-tests showed
that there were no statistically significant differences (at the 99 percent confidence
interval) between these groups. Therefore, we concluded that non-response bias might
not pose a problem.
The potential for common method bias was assessed using the Harman’s (1967)
single factor approach. An unrotated factor analysis using the criterion of “the eigen value greater than one” revealed six distinct factors that accounted for 69 percent of the
variance. The first factor captured only 32 percent of the variance in the data. Since a
single factor did not emerge and the first factor did not account for most of the
variance, we conclude that common method variance might not be an issue (Doty and
Glick, 1998; Podsakoff and Organ, 1986). This conclusion was further reinforced using
the procedure recommended by Widaman (1985). In this approach, two different
measurement models – one including just the traits (multiple factors) and another
including a method factor in addition to the traits – were tested (Williams et al., 1989;
Podsakoff et al., 2003). Though the method factor improved the model fit marginally
(normed fit index (NFI) by 0.04, non-normed fit index (NNFI) by 0.03, comparative fit
Index (CFI) by 0.03), it accounted only for 7.5 percent of the total variance, which is
significantly less than the method variance (25 percent) observed by Williams et al.
(1989). Taken together, these methodological results clearly suggest that common
method variance might not be a concern.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

3.3 อคติที่ไม่ตอบสนองและวิธีการที่พบความแปรปรวน
การประชุมดังต่อไปนี้ (อาร์มสตรองและโอเวอร์ 1977; lambert และแฮร์ริง 1990)
เราทดสอบการตอบสนองที่ไม่อคติในข้อมูลโดยการเปรียบเทียบการตอบสนองในช่วงต้นและปลาย
คลื่นของการสำรวจกลับ . นี้จะขึ้นอยู่กับสมมติฐานที่ความคิดเห็นของผู้ตอบแบบสอบถาม
ปลายเป็นตัวแทนของความคิดเห็นของผู้ตอบแบบสอบถามที่ไม่ พร้อมด้วย
สิบตัวแปรประชากร 30 ตัวแปรสุ่มเลือกยังถูกรวมอยู่ในนี้
วิเคราะห์ ตัวอย่างสุดท้ายที่ถูกแบ่งออกเป็นสองกลุ่มแรกประกอบด้วยคลื่น 123
ตอบสนองและกลุ่มปลายคลื่นประกอบด้วย 98 การตอบสนอง ผลการทดสอบแสดงให้เห็นว่าเสื้อ
ว่าไม่มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ (ที่ความเชื่อมั่นร้อยละ 99 ช่วง
) ระหว่างกลุ่มเหล่านี้ ดังนั้นเราสรุปได้ว่าการตอบสนองที่ไม่อคติอาจ
ไม่ได้ก่อให้เกิดปัญหา.
ศักยภาพในการมีอคติวิธีที่พบบ่อยคือการประเมินโดยใช้ HARMAN ของ (1967)
วิธีการปัจจัยเดียว การวิเคราะห์ปัจจัยที่หมุนโดยใช้เก​​ณฑ์ของ "ค่าไอเกนมากกว่าหนึ่ง" เผยหกปัจจัยที่แตกต่างที่คิดเป็นร้อยละ 69 ของความแปรปรวน
ปัจจัยแรกที่ถูกจับเพียง 32 เปอร์เซ็นต์ของความแปรปรวนในข้อมูล ตั้งแต่
ปัจจัยเดียวไม่ได้โผล่ออกมาและปัจจัยแรกไม่ได้บัญชีสำหรับส่วนใหญ่ของ
แปรปรวนเราสรุปว่าความแปรปรวนวิธีที่พบอาจจะไม่เป็นปัญหา (DOTY และ
กลิก, 1998; podsakoff และอวัยวะ 1986) ข้อสรุปนี้ได้รับการเสริมเพิ่มเติมโดยการใช้
ขั้นตอนที่แนะนำโดย Widaman (1985) ในวิธีการนี​​้ที่แตกต่างกันสองรูปแบบการวัด
- หนึ่งรวมทั้งเพียงแค่ลักษณะ (หลายปัจจัย) และอื่น ๆ รวมทั้งปัจจัย
วิธีการนอกเหนือไปจากลักษณะ - มีการทดสอบ (วิลเลียมส์และคณะ, 1989;
podsakoff et al, 2003.). แม้ว่าปัจจัยวิธีการปรับปรุงรูปแบบพอดีเล็กน้อย
(เกณฑ์ดัชนีพอดี (NFI) โดย 0.04, ไม่ใช่เกณฑ์ดัชนีพอดี (nnfi) โดย 0.03 พอดีเปรียบเทียบ
ดัชนี (CFI) โดย 0.03)มันคิดเพียงร้อยละ 7.5 ของค่าความแปรปรวนรวมซึ่งเป็น
อย่างมีนัยสำคัญน้อยกว่าความแปรปรวนวิธีการ (ร้อยละ 25) ข้อสังเกตจากวิลเลียมส์และอัล.
(1989) นำมารวมกันผลวิธีการเหล่านี้อย่างชัดเจนแสดงให้เห็นว่าวิธีการที่พบบ่อย
แปรปรวนอาจจะไม่กังวล.

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

3.3 ไม่ตอบสนองต่อความโน้มเอียงและต่างวิธีทั่วไป
ต่ออนุสัญญา (อาร์มสตรองและจิต 1977 แลมเบิร์ตและแฮริงตัน 1990),
เราทดสอบความโน้มเอียงไม่ตอบรับข้อมูล โดยการเปรียบเทียบการตอบสนองของต้น และ
คลื่นสายของแบบสำรวจที่ส่งคืน นี้เป็นไปตามสมมติฐานที่แสดงความคิดเห็นของ
ตอบปลายเป็นตัวแทนของความเห็นของผู้ตอบไม่ พร้อมการ
สิบประชากรตัวแปร ตัวแปรสุ่มเลือก 30 ยังรวมอยู่ในนี้
วิเคราะห์ ตัวอย่างสุดท้ายถูกแบ่งออกเป็นสอง กลุ่มคลื่นต้นแบบประกอบด้วย 123
ตอบสนอง และกลุ่มปลายคลื่นประกอบด้วยคำตอบที่ 98 แสดงให้เห็นว่าผลของการทดสอบ t
ที่มีไม่มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ (ที่ความเชื่อมั่น 99 เปอร์เซ็นต์
ช่วง) ระหว่างกลุ่มเหล่านี้ ดังนั้น เราสรุปว่า อคติไม่ตอบสนองอาจ
ไม่ก่อให้เกิดปัญหาการ
เป็นอคติวิธีทั่วไปถูกประเมินโดยใช้ของ Harman (1967)
เดียวปัจจัยวิธีการ การวิเคราะห์ปัจจัย unrotated ใช้เกณฑ์ของ "eigen ค่ามากกว่าหนึ่ง" เปิดเผย 6 แตกต่างกันปัจจัยที่คิดเป็น 69 เปอร์เซ็นต์ของการ
ผลต่าง ตัวแรกจับเฉพาะ 32 เปอร์เซ็นต์ของความแปรปรวนในข้อมูล เนื่องจากเป็น
ไม่ได้ออกตัวเดียว และตัวแรกไม่ได้บัญชีสำหรับส่วนใหญ่
ต่าง เราสรุปผลต่างที่วิธีทั่วไปอาจไม่ใช่ประเด็น (Doty และ
Glick, 1998 Podsakoff และอวัยวะ 1986) ข้อสรุปนี้ถูกเสริมใช้เพิ่มเติม
ขั้นตอนที่แนะนำ โดย Widaman (1985) ในวิธีการนี้ แตกต่างกันสอง
วัดรุ่น – หนึ่งเพียงลักษณะ (หลายตัว) และอีก
รวมตัววิธีแห่งการลักษณะ – ทดสอบ (วิลเลียมส์ et al., 1989;
Podsakoff และ al., 2003) แม้ว่าปัจจัยวิธีการปรับปรุงรูปแบบพอดี
(normed พอดีดรรชนี (NFI) 0.04, normed ไม่พอดีกับดัชนี (NNFI) โดย 0.03 เปรียบเทียบพอดี
ดัชนี (CFI) โดย 0.03), มันคิดเพียง 7.5 เปอร์เซ็นต์ของผลรวมต่าง ซึ่งเป็น
อย่างมีนัยสำคัญน้อยกว่าผลต่างวิธี (ร้อยละ 25) สังเกต โดยวิลเลียมส์ et al.
(1989) แนะนำกัน ผลลัพธ์เหล่านี้ methodological ชัดเจนนำทั่วไปที่
วิธีผลต่างอาจไม่กังวลได้

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

อุปาทาน 3.3 ไม่ใช่การตอบกลับและไม่เหมือนกันวิธีทั่วไปต่อไปนี้:
อนุสัญญา(อาร์มสตรองและ overton 1977 สนามบินนานาชาติ Lambert และ harrington 1990 )
เราได้รับการทดสอบความสามารถในการทำงาน,ไม่มีการตอบสนองในข้อมูลโดยการเปรียบเทียบการตอบกลับของคลื่นช่วงต้นและปลาย
ซึ่งจะช่วยในการสำรวจกลับมา โรงแรมแห่งนี้ตั้งอยู่บนสมมติฐานว่าความคิดเห็นของ
ซึ่งจะช่วยผู้ตอบแบบสำรวจช่วงดึกเป็นตัวแทนของความคิดเห็นที่ไม่มีผู้ตอบแบบสอบถาม พร้อมด้วยที่
ตามมาตรฐานสิบตัวแปรประชากรตัวแปร 30 แบบสุ่มเลือกรวมอยู่ใน
ซึ่งจะช่วยการวิเคราะห์นี้ได้อีกด้วย ตัวอย่างขั้นสุดท้ายได้แบ่งออกเป็นสองกลุ่มต้นแบบมีคลื่นที่ประกอบด้วย 123
การตอบกลับและกลุ่มสาย - คลื่นที่ประกอบด้วย 98 การตอบกลับ ผลการค้นหาของ T - การทดสอบแสดงให้เห็น
ว่าไม่มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ(ที่ 99 เปอร์เซ็นต์ความมั่นใจ
ช่วงเวลานี้)ระหว่างกลุ่มคนเหล่านี้ ดังนั้นเราจะสรุปได้ว่าการทำงานไม่มีการตอบกลับอาจก่อให้เกิดปัญหา
ซึ่งจะช่วยไม่ได้.
อคติมี ศักยภาพ ในการใช้วิธีการทั่วไปที่มีการประเมินโดยใช้ harman ของ( 1967 )ที่เข้า
เดียวปัจจัย การวิเคราะห์ปัจจัย unrotated โดยใช้เกณฑ์ของ"ค่า eigen ที่มากกว่าหนึ่ง"เผยให้เห็น 6 ปัจจัยที่แตกต่างกันที่คิดเป็นสัดส่วน 69% ของค่า
ซึ่งจะช่วยได้ปัจจัยแรกที่จับเพียง 32% ของค่าตัวแปรในข้อมูลได้ เนื่องจากปัจจัยเดียวที่
ซึ่งจะช่วยไม่ได้เกิดขึ้นครั้งแรกและไม่ได้แอคเคาท์สำหรับ
ไม่เหมือนกันส่วนมากเราสรุปว่าไม่เหมือนกันวิธีทั่วไปอาจไม่ได้เป็นปัญหา( doty และ
glick 1998 podsakoff และอวัยวะ 1986 ) บทสรุปแห่งนี้ก็เสริมความแข็งแรงโดยใช้วิธีการ
ที่แนะนำโดย widaman (; Spark , 1985 )เพิ่มเติม ในการนี้
การวัดทั้งสองรุ่นแตกต่างกัน - หนึ่งรวมถึงเพียงนี้คุณสมบัติ(ปัจจัยหลายคน)และอีกคนหนึ่ง
ซึ่งจะช่วยรวมถึงปัจจัยวิธีที่ในรวมถึงคุณสมบัติที่ - ได้รับการทดสอบ( Williams et al . 1989
podsakoff et al . 2003 ) แม้ว่า form factor วิธีที่ดีขึ้นรุ่นที่ใส่ได้พอดีเล็กน้อย
( normed พอดีกับดัชนี(ประเทศไทย)โดย 0.04 ไม่ normed พอดีกับดัชนี( nnfi )โดย 0.03 พอดีกับความได้เปรียบเชิงเปรียบเทียบ
ดัชนี( CFI )โดย 0.03 )โดยคิดเป็นร้อยละ 7.5 เท่านั้นสำหรับยอดรวมของความแตกต่างซึ่งเป็น
ซึ่งจะช่วยอย่างมีนัยสำคัญน้อยกว่าวิธีการที่ไม่เหมือนกัน( 25% )สังเกตเห็น Williams et al .
( 1989 ) ใช้ร่วมกันได้ผลปวงชนเหล่านี้ได้อย่างชัดเจนว่าไม่เหมือนกันวิธีทั่วไป
อาจไม่ได้รับการพิจารณา.