3.3 Non-response bias and common me

3.3 Non-response bias and common method variance purify
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) 2:

อคติ 3.3 ไม่ตอบสนองและการแปรปรวนวิธีการทั่วไปในการชำระล้าง
หลังจากการประชุม (อาร์มสตรองและโอเวอร์ 1977; แลมเบิร์และแฮร์ริง 1990)
เราทดสอบสำหรับการไม่ตอบสนองความลำเอียงในข้อมูลโดยการเปรียบเทียบการตอบสนองของต้นและ
คลื่นในช่วงปลายของการสำรวจกลับ นี้จะขึ้นอยู่บนสมมติฐานที่ว่าความเห็นของ
ปลายผู้ตอบแบบสอบถามเป็นตัวแทนของความคิดเห็นของผู้ตอบแบบสอบถามที่ไม่ใช่ที่ พร้อมกับ
ลักษณะทางประชากรสิบ 30 ตัวแปรสุ่มเลือกถูกรวมอยู่ในนี้
วิเคราะห์ ตัวอย่างสุดท้ายที่ถูกแบ่งออกเป็นสองกลุ่มแรกประกอบด้วยคลื่น 123
คำตอบและกลุ่มปลายคลื่นประกอบด้วย 98 คำตอบ ผลของการทดสอบ T แสดงให้เห็น
ว่าไม่มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ (ที่ความเชื่อมั่นร้อยละ 99
ช่วงเวลา) ระหว่างกลุ่มคนเหล่านี้ ดังนั้นเราจึงสรุปได้ว่าการตอบสนองที่มีอคติอาจจะ
ไม่ก่อให้เกิดปัญหา.
ที่มีศักยภาพสำหรับอคติวิธีการทั่วไปที่ได้รับการประเมินโดยใช้ (1967) เดอะ Harman ของ
วิธีการที่ปัจจัยเดียว การวิเคราะห์ปัจจัย unrotated โดยใช้เกณฑ์ของ "ค่า Eigen มากกว่าหนึ่ง" เผยหกปัจจัยแตกต่างกันที่คิดเป็นร้อยละ 69 ของ
ความแปรปรวน ปัจจัยแรกที่ถูกจับเพียง 32 เปอร์เซ็นต์ของความแปรปรวนในข้อมูล เนื่องจาก
ปัจจัยเดียวไม่ได้โผล่ออกมาและปัจจัยแรกไม่ได้คิดเป็นสัดส่วนมากที่สุดของ
ความแปรปรวนเราสรุปได้ว่าวิธีการแปรปรวนทั่วไปอาจจะไม่เป็นปัญหา (Doty และ
กลิก 1998; Podsakoff และออร์แกน 1986) ข้อสรุปนี้ได้รับการเสริมต่อไปโดยใช้
ขั้นตอนที่แนะนำโดย Widaman (1985) ในวิธีการนี้แตกต่างกันสอง
รุ่นวัด - หนึ่งรวมถึงเพียงลักษณะ (หลายปัจจัย) และอื่น ๆ
รวมทั้งปัจจัยวิธีการนอกเหนือไปจากลักษณะ - มีการทดสอบ (. วิลเลียมส์ et al, 1989;
. Podsakoff, et al, 2003) แม้ว่าปัจจัยวิธีการที่ดีขึ้นพอดีกับรูปแบบเล็กน้อย
(เกณฑ์ดัชนีพอดี (NFI) 0.04, ไม่ใช่เกณฑ์พอดีดัชนี (NNFI) 0.03 พอดีเปรียบเทียบ
ดัชนี (CFI) 0.03) ก็คิดเป็นเพียงร้อยละ 7.5 ของความแปรปรวนทั้งหมด ซึ่งเป็น
อย่างมีนัยสำคัญน้อยกว่าวิธีการที่แปรปรวน (ร้อยละ 25) ข้อสังเกตจากวิลเลียมส์ et al.
(1989) นำมารวมกันผลระเบียบวิธีการเหล่านี้อย่างชัดเจนแสดงให้เห็นว่าร่วมกัน
วิธีการแปรปรวนอาจจะไม่กังวล

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3.3 ไม่ตอบสนองความอคติและพบวิธีการฟอกตามอนุสัญญา ( อาร์มสตรอง และ โอเวอร์ตัน , 1977 ; Lambert และ Harrington , 1990 )เราทดสอบอคติไม่ตอบสนองในข้อมูล โดยการเปรียบเทียบการตอบสนองของต้นและคลื่นสายกลับมาสำรวจ นี้มีพื้นฐานอยู่บนสมมติฐานว่า ความคิดเห็นของตอบช้า คือ ตัวแทนขององค์กรไม่แสวงหาความคิดเห็นของผู้ตอบแบบสอบถาม พร้อมกับประชากร 10 , 30 สุ่มตัวแปรยังรวมอยู่ในนี้การวิเคราะห์ ตัวอย่างสุดท้ายที่ถูกแบ่งออกเป็นสองกลุ่มแรก ประกอบด้วยคลื่น 123การตอบสนองและสายคลื่นกลุ่มประกอบด้วย 98 การตอบสนอง แสดงผลแบบว่าไม่มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( ที่ความเชื่อมั่นร้อยละ 99ช่วง ) ระหว่างกลุ่มเหล่านี้ ดังนั้นเราจึงสรุปได้ว่า อคติ ไม่อาจตอบสนองไม่ก่อให้เกิดปัญหาที่มีศักยภาพสำหรับวิธีการทั่วไปที่อคติและใช้ Harman ( 1967 )วิธีการปัจจัยเดียว การ unrotated การวิเคราะห์องค์ประกอบ โดยใช้เกณฑ์ของ " ค่า eigen มากกว่าหนึ่ง " เปิดเผยหกที่แตกต่างกันปัจจัยที่คิด 69 เปอร์เซ็นต์ของความแปรปรวน ปัจจัยแรกจับเพียง 32 เปอร์เซ็นต์ของความแปรปรวนในข้อมูล ตั้งแต่ปัจจัยเดียว ไม่อุบัติ และปัจจัยแรกไม่ได้บัญชีสำหรับส่วนใหญ่ของความแปรปรวน เราสรุปได้ว่า ความแปรปรวนวิธีทั่วไปที่อาจจะไม่เป็นปัญหา ( โดตี้ และGlick , 1998 ; podsakoff และอวัยวะ , 1986 ) ข้อสรุปนี้ได้เพิ่มเติมเสริมใช้ขั้นตอนที่แนะนำโดย widaman ( 1985 ) ในวิธีนี้ สอง ต่าง ๆโมเดลการวัด–หนึ่งรวมทั้งเพียงคุณลักษณะ ( Multiple Regression ) และอีกรวมทั้งวิธีการปัจจัยนอกเหนือไปจากลักษณะ–ทดสอบ ( วิลเลียม et al . , 1989 ;podsakoff et al . , 2003 ) แม้ว่าปัจจัยวิธีการปรับปรุงรูปแบบพอดีเล็กน้อย( ดัชนีพอดี normed ( NFI ) 0.04 , ไม่ normed พอดีดัชนี ( nnfi ) 0.03 พอดีเปรียบเทียบดัชนี ( CFI ) 0.03 ) ก็คิดเป็นเพียงร้อยละ 7.5 ของความแปรปรวนทั้งหมด ซึ่งเป็นน้อยกว่าวิธีความแปรปรวน ( ร้อยละ 25 ) สังเกตโดยวิลเลียม et al .( 1989 ) ถ่ายด้วยกัน ผลลัพธ์เหล่านี้วิธีการหมายความว่าสามัญความแปรปรวนวิธีอาจเป็นกังวล