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.
This same pattern of results emerges when using coworker ratings
of unethical work behavior as the dependent variable, though here the
incremental value of the new measure is much greater. As shown in
Table 8, the alternative measure of the propensity to morally disengage
is initially a significant predictor of coworker-rated employee unethical
behavior (Model 3) but ceases to be when our new measure of the propensity
to morally disengage is added to the equation (see Model 4). Again
in support of Hypothesis 4, the variable for the new propensity to morally
disengage scale (β = .49, p < .01) explains an additional 10% of the
variance in coworker-rated employee unethical work behavior even after
accounting for an alternative measure of the propensity to morally disengage.
This finding is particularly impressive because coworkers may be
in a significantly better position than supervisors to know about the various
types of employee unethical behavior assessed here, as presumably
employees are more motivated to hide these behaviors from supervisors.
In both Models 2 and 4 (in Table 8), the standardized coefficients for
the newmeasure are larger than the coefficients for the alternative measure,
another means of comparing the relative importance of the two measures
in the prediction of unethical workplace behavior (Combs, 2010). Finally,
when models (not presented here) are run including our measure of the
propensity to morally disengage and social desirability in the first step,
and the alternative measure in the second step, in neither case does adding
the alternative measure explain a significant additional proportion of the
variance in unethical behavior. Collectively, these results suggest that the
new measure of the propensity to morally disengage is superior to the
closest current alternative.3

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.
รูปแบบเดียวกันนี้ผลการโผล่ออกมาเมื่อใช้คะแนนที่ผู้ร่วมงาน
ของพฤติกรรมการทำงานที่ผิดจรรยาบรรณ เป็นตัวแปรตาม แต่ที่นี่
มูลค่าที่เพิ่มขึ้นของการวัดใหม่มากขึ้น ดังแสดงในตาราง
8ทางเลือกของการวัดแนวโน้มที่จะปลดศีลธรรม
เป็นครั้งแรกที่บ่งชี้ที่สำคัญของพนักงานผู้ร่วมงานรับการจัดอันดับพฤติกรรมผิดจรรยาบรรณ
(รุ่นที่ 3) แต่สิ้นสุดสภาพการเป็นเมื่อมาตรการใหม่ของเราเอนเอียงไปทางศีลธรรม
ปลดถูกเพิ่มเข้าไปในสมการ (ดูรูปแบบ 4)
อีกครั้งในการสนับสนุนสมมติฐาน 4 ตัวแปรสำหรับแนวโน้มใหม่เพื่อศีลธรรม
ขนาดปลด (β = .49, p <01) อธิบายเพิ่มอีก 10% ของความแปรปรวนใน
พนักงานพฤติกรรมการทำงานของผู้ร่วมงานที่ติดอันดับผิดจรรยาบรรณแม้หลังจาก
บัญชีสำหรับทางเลือกของการวัดแนวโน้มที่จะปลดศีลธรรม.
การค้นพบนี้เป็นที่น่าประทับใจโดยเฉพาะอย่างยิ่งเพราะเพื่อนร่วมงานอาจจะ
อยู่ในตำแหน่งที่ดีขึ้นอย่างมีนัยสำคัญ กว่าผู้บังคับบัญชาทราบเกี่ยวกับการต่างๆ
ประเภทของพนักงานพฤติกรรมผิดจรรยาบรรณการประเมินที่นี่เป็นสันนิษฐาน
พนักงานมีแรงจูงใจมากขึ้นที่จะซ่อนพฤติกรรมเหล่านี้จากผู้บังคับบัญชา.
ในทั้งสองรุ่น 2 และ 4 (ในตารางที่ 8) ค่าสัมประสิทธิ์มาตรฐาน
newmeasure มีขนาดใหญ่กว่าค่าสัมประสิทธิ์การวัดทางเลือก
วิธีการอื่นในการเปรียบเทียบความสำคัญของ สองมาตรการ
ในการทำนายพฤติกรรมการทำงานผิดจรรยาบรรณ (หวี, 2010) ที่สุด
เมื่อรูปแบบ (ไม่ได้นำเสนอที่นี่) จะดำเนินการรวมทั้งตัวชี้วัดของเรา
แนวโน้มที่จะปลดศีลธรรมและความปรารถนาทางสังคมในขั้นตอนแรก
และมาตรการทางเลือกในขั้นตอนที่สองในกรณีที่มิได้เพิ่ม
มาตรการทางเลือกที่อธิบายเพิ่มเติมอย่างมีนัยสำคัญ สัดส่วนของ
แปรปรวนในพฤติกรรมผิดจรรยาบรรณ เรียกรวมกันว่าผลลัพธ์เหล่านี้ชี้ให้เห็นว่า
มาตรการใหม่ของแนวโน้มที่จะปลดศีลธรรมจะดีกว่า
alternative.3 ปัจจุบันใกล้เคียงที่สุด

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.
บ่งบอกรูปแบบเดียวกันนี้ของผลลัพธ์เมื่อใช้เพื่อนร่วมงานจัดอันดับ
ของศีลธรรมงานลักษณะการทำงานเป็นตัวแปรที่ขึ้นอยู่กับ แม้ว่าที่นี่
เพิ่มวัดใหม่ถูกมาก มาก
ตาราง 8 วัดสิ่งการ disengage คุณธรรมอื่น
เป็นครั้งแรกจำนวนประตูสำคัญของเพื่อนร่วมงานจัดพนักงานศีลธรรม
แต่ยุติพฤติกรรม (รุ่น 3) ให้เมื่อเราวัดสิ่งใหม่
การ disengage คุณธรรมเพิ่มสมการ (ดูรูป 4) อีก
สนับสนุนสมมติฐาน 4 ตัวแปรสำหรับสิ่งใหม่เพื่อคุณธรรม
disengage สเกล (β =.49, p <01) อธิบายเพิ่มเติม 10% ของ
ความแปรปรวนในคะแนนเพื่อนร่วมงานพนักงานงานศีลธรรมพฤติกรรมแม้หลังจาก
บัญชีสำหรับวัดสิ่งการ disengage คุณธรรมที่อื่น.
ค้นหานี้จะน่าประทับใจอย่างยิ่งเนื่องจากผู้ร่วมงานอาจ
ในตำแหน่งที่ดีขึ้นอย่างมีนัยสำคัญกว่าผู้บังคับบัญชาทราบเกี่ยวกับการ
ชนิดของพฤติกรรมศีลธรรมพนักงานประเมินนี่ สันนิษฐานว่าเป็น
พนักงานมีแรงจูงใจมากขึ้นเพื่อซ่อนพฤติกรรมเหล่านี้จากผู้บังคับบัญชา
ทั้งรุ่น 2 และ 4 (ในตาราง 8), สัมประสิทธิ์มาตรฐานสำหรับ
newmeasure มีขนาดใหญ่กว่าสัมประสิทธิ์สำหรับหน่วยวัดอื่น,
อื่นหมายถึงการเปรียบเทียบความสำคัญของมาตรการสอง
ในคำทำนายของศีลธรรมทำพฤติกรรม (รวงผึ้ง 2010) สุดท้าย,
เมื่อทำแบบจำลอง (ไม่แสดง) รวมทั้งวัดของเรา
สิ่ง disengage คุณธรรมและปรารถนาต่อสังคมในขั้นตอนแรก,
และวัดอื่นในขั้นตอนสอง ในกรณีใดไม่เพิ่ม
วัดอื่นอธิบายสัดส่วนเพิ่มเติมอย่างมีนัยสำคัญของการ
ผลต่างในพฤติกรรมศีลธรรม โดยรวม ผลลัพธ์เหล่านี้แนะนำที่
วัดใหม่สิ่งการ disengage คุณธรรมอยู่เหนือกว่าการ
alternative.3 ใกล้เคียงปัจจุบัน

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 )จะอธิบายเพิ่มขึ้น 3% ของค่าตัวแปรในซุปเปอร์ไวเซอร์ - ระดับ
ซึ่งจะช่วยงานขัดต่อจริยธรรมของพนักงานการทำงานหลังจากการบัญชีสำหรับทางเลือก
ซึ่งจะช่วยวัดระดับความโน้มเอียงไปทางศีลธรรมถอด.
นี้เหมือนกับรูปแบบของผลปรากฎขึ้นมาเมื่อใช้เพื่อนร่วมงานการจัดอันดับ
ซึ่งจะช่วยงานขัดต่อจริยธรรมของพฤติกรรมที่ขึ้นอยู่กับตัวแปร,แม้ว่าในที่นี้ที่
ซึ่งจะช่วยเพิ่มความคุ้มค่าของการวัดผลก็คือที่ใหม่มากกว่า. ตามที่แสดงไว้ในตารางที่ 8
เป็นทางเลือกของที่วัดระดับความโน้มเอียงไปทางศีลธรรมถอด
ซึ่งจะช่วยในเบื้องต้นที่สำคัญกว่าตัวของเพื่อนร่วมงานระดับพนักงานขัดต่อจริยธรรม
ซึ่งจะช่วยการทำงาน(รุ่น 3 )แต่จะหายไปเมื่อผ่านไปครู่หนึ่งเพื่อไปยังได้เมื่อของเราใหม่วัดระดับความโน้มเอียงทางศีลธรรม
ซึ่งจะช่วยในการปลดจะถูกเพิ่มลงในการที่สมการ(ดูรุ่น 4 ) อีกครั้ง
ซึ่งจะช่วยในการสนับสนุนของข้อสมมุติฐาน 4 ,ที่ปรับเปลี่ยนให้ใหม่ระดับความโน้มเอียงไปทางศีลธรรม
ซึ่งจะช่วยถอดคราบตะกรัน(เฉพาะ= .49 , P <.01 )จะอธิบายเพิ่มขึ้น 10% ของ
ไม่เหมือนกันในเพื่อนร่วมงานระดับขัดต่อจริยธรรมของพนักงานทำงานลักษณะการทำงานหลังจาก
คิดเป็นสัดส่วนสำหรับทางเลือกของวัดที่โน้มเอียงไปทางศีลธรรมถอด.
นี้การค้นหาเป็นอย่างมากความประทับใจเพราะเพื่อนร่วมงานอาจมี
ในที่ดีขึ้นอย่างเห็นได้ชัดกว่าซุปเปอร์ไวเซอร์จะรู้เกี่ยวกับที่หลากหลาย
ตาม ประเภท ของพนักงานขัดต่อจริยธรรมการประเมินอยู่ที่นี่และสันนิษฐานว่าคงตอบแทน
พนักงานมีแรงจูงใจในการซ่อนพฤติกรรมเหล่านี้ได้จากซุปเปอร์ไวเซอร์.
ในทั้งสองรุ่น 2 และ 4 (ในตาราง 8 ) coefficients ได้มาตรฐานสำหรับ newmeasure
ซึ่งจะช่วยให้มีขนาดใหญ่กว่า coefficients สำหรับมาตรการทางเลือกที่
หมายถึงอื่นของการเปรียบเทียบความสำคัญที่เกี่ยวข้องกับเรื่องของสองมาตรการที่
ซึ่งจะช่วยในการทำนายของพฤติกรรมในสถานที่ทำงานขัดต่อจริยธรรม(หวี 2010 ) สุดท้าย
เมื่อรุ่น(ไม่แสดงที่นี่)รวมถึงมาตรการของเราของ
โน้มเอียงในการถอดความประพฤติและปรารถนาทางสังคมในขั้นตอนแรกที่
และวัดเป็นทางเลือกในขั้นตอนที่สองในกรณีก็ไม่เพิ่มมาตรการทางเลือก
จะอธิบายถึงสัดส่วนเพิ่มขึ้นอย่างมีนัยสำคัญของ
ไม่เหมือนกันในลักษณะการทำงานขัดต่อจริยธรรม รวมเรียกว่าผลการทดสอบนี้ชี้ให้เห็นว่าได้ตอบแทน
มาตรการใหม่ของสังคมที่จะถอดความประพฤติเป็นแบบ Superior ที่
อยู่ใกล้กับปัจจุบัน alternative. 3