measured by a thirteen-item aberran

measured by a thirteen-item aberrant behaviors scale adapted from
Kontogiannis (2006). The five items of the social disregard scale
include “fail to drive slowly at ‘right turn’ signs”, “temporarily park
car in a way that obstructs traffic”, “forget to put the hazard lights
on when pulling over”, “forget to signal when overtaking”, and “forget
to signal when changing lanes”. The three items of the lapses
scale include “shift into the wrong gear at traffic lights”, “wrong
gear when reversing”, and “forget what gear the engine is in and
check with hand”. Additionally, the five items of the violations scale
include “showing hostility to other drivers”, “giving chase to other
drivers”, “tailgating to force others to give way”, “becoming impatient
and overtaking on the inside”, and “overtaking slow vehicles in
a risky manner”. Participants were asked to indicate how often they
committed these behaviors using a five-point Likert-type scale,
ranging from ‘never’ (=1) to ‘almost continually’ (=5). Cronbach’s ˛
values for social disregard, lapses and violations are .82, .85, and
.86, respectively.
Control variables. This study controlled for individual characteristics
that might be associated with burnout and the research
variables. Daily driving time and age are dummy variables set at 1
for over 9 hours and over 50 years old, respectively, and 0 otherwise.
Level of education is controlled for at two levels, with junior high
school diploma and above as the dummy variable.
Checks. To rule out the possibility of systematic effects on the
data and hypotheses testing, this study tested for nonresponse
bias by comparing early and late respondents with regard to the
key study variables and respondent profiles. None of these comparisons
revealed any differences. To minimize common method
variance, as suggested by Podsakoff et al. (2003), the measures for
the dependent and other variables were obtained from different
sources.
3.3. Measurement model and analysis approach
Prior to conducting the hypothesis tests, confirmatory factor
analysis was carried out using the LISREL 8.30 computer program
(Joreskog and Sorbom, 1993) to analyze the convergent validity
of the constructs. Convergent validity should be supported by
item reliability, construct reliability and average variance extracted
(Fornell and Larcker, 1981). Item reliability indicates the amount
of variance in an item due to the underlying construct, and the
t-values for all the factor loadings of items were found to be significant
(p < .01), thus proving item reliability. Construct reliability
ranged from .68 to .89, satisfying the threshold value for an acceptable
reliability of .60. The AVEs lay between .47 and .77, with job
hassles (.49) and reappraisal coping (.47) being less than .50, and
all the other constructs meeting the criteria. The fit of the conceptual
models to the empirical data was assessed with the Chi-square
(2) statistics, the goodness-of-fit index (GFI), the normed fit index
(NFI), the comparative fit index (CFI), and the root mean square
of approximation (RMSEA). For each of these statistics, values of
.90 or higher indicate an acceptable fit to the data, except for
the RMSEA, for which values up to .08 indicate this acceptable fit
(Hair et al., 2006). The measurement model was thus estimated
and demonstrated its parsimony according to the goodness-offit
indices: 2 (168) = 300.90 (p = 000), 2/df = 1.79, RMSEA = .061,
GFI = .88, PNFI = .74, PGFI = .64, NFI = .92 and CFI = .96.
In addition, discriminant validity was assessed by comparing
the construct correlations with the square root of the AVE (Fornell
and Larcker, 1981). The correlations among constructs are shown
in Table 1, and it can be seen that the square root of the average
variance extracted for each construct is greater than the levels of
the correlations involving the construct, and thus the discriminant
validity of the measurement model is confirmed.
Hierarchical regression analysis was carried out by entering the
variables in three steps. In the first step, control variables, including

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

วัดจาก 13 รายการพฤติกรรมผิดปกติแบบดัดแปลงจาก
kontogiannis ( 2006 ) 5 รายการของขนาด ไม่สนใจสังคม
รวม " ล้มเหลวที่จะขับรถช้า ๆที่ ' เปิด ' สัญญาณ " , " รถชั่วคราวปาร์ค
ในลักษณะที่ขัดขวางการจราจร " , " ลืมใส่ไฟ
อันตรายเมื่อดึงผ่าน " , " ลืมสัญญาณ เมื่อแซง " และ " ลืม
สัญญาณเมื่อเปลี่ยนเลน "3 รายการของ lapses
ขนาดรวม " Shift เข้าเกียร์ผิดสัญญาณไฟจราจร " , " เกียร์ผิด
เมื่อกลับรถ " และ " ลืมสิ่งที่เกียร์เครื่องยนต์และ
ตรวจสอบกับมือ " นอกจากนี้ รายการห้าของการละเมิดมาตรา
รวม " แสดงความเป็นปรปักษ์กับไดรเวอร์อื่น ๆ " , " ให้ไล่คนอื่น
ไดรเวอร์ " , " tailgating บังคับคนอื่นให้ " , " กลายเป็นใจร้อน
แซงและภายใน " และ " แซงรถช้า
ลักษณะ " เสี่ยง ผู้เข้าร่วมถูกขอให้ระบุวิธีการที่พวกเขามักจะ
ยอมรับพฤติกรรมเหล่านี้ใช้จุดห้าคนประเภทมาตราส่วน
ตั้งแต่ ' ไม่เคย ' ( 1 ) ' อย่างต่อเนื่องเกือบ ' ( = 5 ) ค่า˛
มีค่าสำหรับไม่สนใจสังคม การละเมิด พลั้งเผลอ และ . 82 , . 85 และ

. 86 ตามลำดับ ตัวแปรควบคุมการศึกษาการควบคุมคุณลักษณะส่วนบุคคล
ที่อาจจะมีความเกี่ยวข้องกับความเหนื่อยหน่ายในการปฏิบัติงานและการวิจัย
ตัวแปร ทุกวัน เวลาขับรถ และอายุมีตัวแปรหุ่นชุดที่ 1
กว่า 9 ชั่วโมง และมากกว่า 50 ปี ตามลำดับ และ 0 มิฉะนั้น .
ระดับการศึกษาจะถูกควบคุมให้อยู่สองระดับ กับ ม.ต้น
โรงเรียนประกาศนียบัตร และข้างบนเป็นตัวแปรหุ่น
เช็คที่จะออกกฎความเป็นไปได้ของผลอย่างเป็นระบบ
ข้อมูลและการทดสอบสมมติฐาน การวิจัยนี้ทดสอบจากการไม่ได้
อคติโดยเปรียบเทียบเช้าสายผู้ตอบแบบสอบถามเกี่ยวกับ
ตัวแปรหลักศึกษาและโปรไฟล์ของผู้ตอบ ไม่มีการเปรียบเทียบเหล่านี้
พบความแตกต่างใด ๆ . การลดความแปรปรวนเป็นวิธีการทั่วไป
, แนะนำโดย podsakoff et al . ( 2003 ) , มาตรการ
การพึ่งพาและตัวแปรอื่น ๆที่ได้รับจากแหล่งต่าง ๆ
.
3.3 . โมเดลการวัดและการวิเคราะห์แนวทาง
ก่อนทำการทดสอบสมมติฐาน การวิเคราะห์ปัจจัยเชิง
ได้ดําเนินการโดยใช้คอมพิวเตอร์โปรแกรม LISREL 8.30
( joreskog และการป้องกัน , 1993 ) ศึกษาความตรงลู่เข้า
ของโครงสร้าง . ความตรงลู่เข้าควรได้รับการสนับสนุนโดย
รายการความน่าเชื่อถือสร้างความน่าเชื่อถือและมีความแปรปรวน
( ฟอร์เนิล และสกัด larcker , 1981 ) แบบแสดงรายการยอดเงิน
ความแปรปรวนของสินค้าเนื่องจากการสร้างต้นแบบ และ t-test สำหรับปัจจัยภาระ
รายการ พบว่ามี )
( P < . 01 ) จึงพิสูจน์สินค้า ความน่าเชื่อถือ สร้างความน่าเชื่อถือ
1 . 68 . 89 , ภิรมย์ ค่าเกณฑ์ที่ยอมรับได้
เท่ากับ . 60 ส่วนนกวางระหว่าง 47 และ . 77 , กับงาน
เพิ่ม ( 49 ) และการพิจารณาการเผชิญปัญหา ( 47 ) น้อยกว่า 50 และ
ทั้งหมดอื่น ๆสร้างการประชุมเกณฑ์ พอดีของแถบลำดับหลัก
กับข้อมูลเชิงประจักษ์และด้วยไคสแควร์ ( 
2 ) สถิติ ความดีของดัชนีพอดี ( GFI ) ดัชนีพอดี normed
( NFI ) ดัชนีพอดีเปรียบเทียบ ( CFI )และรากหมายความว่าสี่เหลี่ยมจัตุรัส
ของประมาณ ( RMSEA ) ของแต่ละสถิติเหล่านี้ค่า
. 90 หรือสูงกว่าบ่งชี้พอดีที่ยอมรับข้อมูลยกเว้น
RMSEA ซึ่งค่าถึง 08 บ่งชี้นี้ได้พอดี
( ผม et al . , 2006 ) โมเดลการวัดประมาณ
ดังนั้นและแสดงให้เห็นถึงความตระหนี่ตามความดี offit
ดัชนี :  2 ( 168 ) = 300.90 ( P = 2 , 000 )  / df = 179 , RMSEA = . 061
, GFI = . 88 , pnfi = 74 , pgfi = . 64 , NFI = . 92 และ CFI = . 96 .
นอกจากนี้ กลุ่มประเมินโดยการเปรียบเทียบ
สร้างความสัมพันธ์กับรากที่สองของ Ave ( ฟอร์เนิล
และ larcker , 1981 ) ความสัมพันธ์ระหว่างโครงสร้างแสดง
ตารางที่ 1 และจะเห็นได้ว่า รากที่สองของค่าเฉลี่ย
ความแปรปรวนที่แต่ละสร้างมากกว่าระดับของ
ความสัมพันธ์ที่เกี่ยวข้องกับการก่อสร้าง จึงจำแนกความตรงของโมเดลการวัดยืนยัน
.
การวิเคราะห์กระทำโดยการป้อน
ตัวแปรใน 3 ขั้นตอน ในขั้นตอนแรก ควบคุมตัวแปร ได้แก่