4. Results4.1. Measurement modelA c

4. Results
4.1. Measurement model
A confirmatory factor analysis using Amos 4.0 was conducted
to test the measurement model. Six model-fit measures
were used to assess the model’s overall
appropriateness of fit: the ratio of chi-square to degreesof-freedom,
goodness of fit index (GFI), adjusted goodness
of fit index (AGFI), normed fit index (NFI), comparative
fit index (CFI), and root mean square error of approximation
(RMSEA). Following the recommendation of previous
literature (Fitzgerald, Drasgow, Hulin, Gelfand, &
Magley, 1997; Robert, Probst, Martocchio, Drasgow, &
Lawler, 2000), three indicators were formed from original
measuring items for each of the latent constructs on the
basis of the items’ psychometric properties and substantive
content. This procedure maximizes the degree to which the
indicators of each construct share variance. The model
resulting from the confirmatory factor analysis showed
adequate fit (chi-square/df. = 2.46, GFI = 0.91,
AGFI = 0.86, NFI = 0.94, CFI = 0.96, RMSEA = 0.08).
Table 1 presents descriptive statistics and bivariate Pearson
correlations for the five construct scales.
Reliability of our construct scales was estimated through
composite reliability (Hair, Anderson, Tatham, & Black,
1320 I.-C. Hsu / Expert Systems with Applications 35 (2008) 1316–1326
1998). The composite reliability can be calculated as follows:
(the square of the summation of the factor loadings)/{(the
square of the summation of the factor
loadings) + (the summation of item measurement error)}.
The composite reliabilities for the five constructs scales suggested
acceptable reliability of the scales for further analysis
(top management knowledge values: 0.90, innovation
strategy: 0.85, organizational knowledge sharing practices:
0.91, organizational human capital: 0.92, and organizational
performance: 0.89). Convergent validity was evaluated
by examining the factor loadings of indicators and
their squared multiple correlations (see Table 2). Following
Hair et al.’s (1998) recommendation, factor loadings
greater than 0.50 are considered to be very significant.
All factor loadings reported in Table 2 are greater than
0.50. Consequently, squared multiple correlations between
these individual indicators and their a priori constructs are
also high. Therefore, all constructs in the measurement
model were judged as having adequate convergent validity.
Discriminant validity was assessed by examining
whether the confidence interval around the correlation
between any two latent constructs includes one (Anderson
& Gerbing, 1988). No confidence interval around the correlation
in the measurement model included one, which
indicated discriminant validity of the model. A more prudent
test of discriminant test requires comparing an unconstrained
model that estimates the correlation between a
pair of constructs and a constrained model that fixes the
value of the construct correlation to 1 (Chiou, 2004). A significant
difference in chi-square values between these models
(larger than 3.84) was observed. This implied that the
unconstrained model is a better fit for the data – supporting
the existence of discriminant validity.
4.2. Structural model
A similar set of fit indices were used to examine the
structural model as shown in Fig. 1. This model’s fit indices
showed good fit (Chi-square/df. = 2.75, GFI = 0.90,
AGFI = 0.86, NFI = 0.92, CFI = 0.95, and RMSEA =
0.08). The structural model helped to examine the predictive
power of innovation strategy and top management
team values on organizational knowledge sharing practices,
the predictive power of organizational knowledge sharing
practices on organizational human capital, and the influence
of organizational human capital on organizational
performance.
Hypotheses 3 and 4 investigate the influences of innovation
strategy and top management knowledge values on
organizational knowledge sharing practices. As expected,
innovation strategy (b = 0.42, t-value = 5.66, p < 0.001)
and top management knowledge values (b = 0.46,
t-value = 6.73, p < 0.001) showed strong associations with
organizational knowledge sharing practices. Thus, Hypotheses
3 and 4 were supported. The proposed model
explained 61% of the variance in organizational knowledge
sharing practices.
Hypothesis 2 examines the path from organizational
knowledge sharing practices to organizational human capital.
The analysis suggested that organizational knowledge
sharing practices (b = 0.83, t-value = 14.52, p < 0.001)
showed a strong, positive association with organizational
human capital. Hypothesis 2 was supported. The proposed
model accounted for 68% of the variance in organizational
human capital.
Hypothesis 1 examines the path from organizational
human capital to organizational performance. The analysis
Table 1
Descriptive statistics and correlations
Construct Mean SD 1234
1. Top management knowledge values 6.09 0.81
2. Innovation strategy 5.90 0.80 0.49
3. Organizational knowledge sharing practices 5.28 1.07 0.64

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

4. ผลลัพธ์4.1. การวัดแบบดำเนินการวิเคราะห์ปัจจัยเมื่อใช้ 4.0 อาโมสการทดสอบแบบวัด พอดีรุ่น 6 มาตรการใช้ในการประเมินโดยรวมของแบบจำลองความเหมาะสมของพอดี: อัตราส่วนของการสอบไคสแควร์เพื่อ degreesof-อิสระความดีความดีดัชนีพอดี (GFI), การปรับปรุงของพอดี ดัชนี (AGFI), normed พอดัชนีระหว่าง), เปรียบเทียบพอดีผิดพลาดดัชนี (CFI), และสี่เหลี่ยมหมายถึงรากของประมาณ(RMSEA) ทำตามคำแนะนำก่อนหน้านี้วรรณกรรม (Fitzgerald, Hulin, Drasgow, Gelfand, &Magley, 1997 โรเบิร์ต Probst, Martocchio, Drasgow, &รีลอว์เลอร์ 2000) ตัวบ่งชี้ที่สามก่อตัวจากเดิมวัดรายการสำหรับแต่ละโครงสร้างแฝงอยู่ในการข้อมูลพื้นฐานของสินค้าด้านคุณสมบัติและเนื้อหาสาระเนื้อหา ขั้นตอนนี้เพิ่มระดับซึ่งการตัวชี้วัดของแต่ละโครงสร้างต่างกัน รุ่นผลจากการวิเคราะห์ปัจจัยเมื่อพบพอดีเพียงพอ (สอบไคสแควร์ / df. = 2.46, GFI = 0.91AGFI = 0.86, NFI = 0.94, CFI = 0.96, RMSEA = 0.08)ตารางที่ 1 แสดงสถิติเชิงพรรณนาและ bivariate Pearsonความสัมพันธ์สำหรับ 5 สร้างเครื่องชั่งประเมินความน่าเชื่อถือของเครื่องชั่งของเราสร้างผ่านความน่าเชื่อถือประกอบ (ผม แอนเดอร์สัน Tatham และสี ดำ1320 I. C. ซู / ระบบผู้เชี่ยวชาญกับการใช้งาน 35 (2008) 1316-13261998) . ความน่าเชื่อถือโดยรวมสามารถคำนวณได้ดังนี้:(กำลังสองของผลรวมของการรับน้ำหนักตัว) / {(กำลังสองของผลรวมของปัจจัยรับน้ำหนัก) + (ผลรวมของข้อผิดพลาดในการวัดสินค้า) }Reliabilities สิตสำหรับ 5 สร้างเครื่องชั่งที่แนะนำยอมรับความน่าเชื่อถือของเครื่องชั่งสำหรับการวิเคราะห์เพิ่มเติม(การจัดการความรู้ค่านิยม: 0.90 นวัตกรรมกลยุทธ์: 0.85 แนวทางปฏิบัติร่วมกันขององค์กร:0.91 ทุนมนุษย์ขององค์กร: 0.92 และองค์กรประสิทธิภาพ: 0.89) รับการประเมินมีผลบังคับใช้ในองค์กรโดยการตรวจสอบการรับน้ำหนักของปัจจัยตัวชี้วัด และของ squared หลายความสัมพันธ์ (ดูตารางที่ 2) ต่อไปนี้ผม et al. (1998) แนะนำ รับน้ำหนักปัจจัยเกินกว่า 0.50 จะถือเป็นสำคัญมากรับน้ำหนักตัวทั้งหมดที่รายงานในตารางที่ 2 จะมากกว่า0.50. จึง squared หลายความสัมพันธ์ระหว่างตัวบ่งชี้เหล่านี้แต่ละและของพวกเขา priori มีโครงสร้างยังสูง ดังนั้น ทั้งโครงสร้างในการวัดรุ่นถูกตัดสินให้มีผลบังคับใช้ในองค์กรอย่างเพียงพอมีผลบังคับใช้ discriminant ถูกประเมิน โดยการตรวจสอบว่าช่วงความเชื่อมั่นรอบความสัมพันธ์ระหว่างโครงสร้างแฝงใด ๆ สองมีหนึ่ง (แอนเดอร์สัน& Gerbing, 1988) ช่วงความเชื่อมั่นไม่รอบความสัมพันธ์ในการวัด แบบรวมหนึ่ง ซึ่งบังคับใช้ discriminant ระบุของแบบจำลอง รอบคอบมากขึ้นทดสอบทดสอบ discriminant ต้องการเปรียบเทียบการ unconstrainedรูปที่ประเมินความสัมพันธ์ระหว่างการคู่ของโครงสร้างและรูปแบบมีข้อจำกัดที่แก้ไขการค่าของสหสัมพันธ์ก่อสร้าง 1 (Chiou, 2004) สำคัญรุ่นเหล่านี้ต่างค่าสอบไคสแควร์(มากกว่า 3.84) ถูกตรวจสอบ นี้โดยนัยที่การรุ่น unconstrained จะดีกว่าเหมาะสำหรับข้อมูลที่สนับสนุนมีผลบังคับใช้ discriminant4.2 รูปที่โครงสร้างคล้ายกันกับดัชนีถูกใช้เพื่อตรวจสอบการรูปแบบโครงสร้างตามที่แสดงในรูปที่ 1 รุ่นนี้ของพอดัชนีพบพอดี (สอบไคสแควร์ / df. = 2.75, GFI = 0.90AGFI = 0.86, NFI = 0.92, CFI = 0.95 และ RMSEA =0.08) . รูปแบบโครงสร้างช่วยในการตรวจสอบการทำนายพลังของการจัดการกลยุทธ์และด้านนวัตกรรมค่าทีมงานในองค์กรร่วมกันปฏิบัติพลังงานระบบการแบ่งปันความรู้องค์กรแนวทางปฏิบัติในองค์กรทรัพยากรบุคคล และอิทธิพลขององค์กรทุนมนุษย์ในองค์กรประสิทธิภาพการทำงานHypotheses 3 และ 4 ตรวจสอบอิทธิพลของนวัตกรรมกลยุทธ์และด้านการจัดการความรู้ค่าความรู้องค์กรที่ร่วมกันปฏิบัติ ตามที่คาดไว้กลยุทธ์นวัตกรรม (b = 0.42 ค่า t = 5.66, p < 0.001)และการจัดการความรู้ค่านิยม (b = 0.46ค่า t = 6.73, p < 0.001) แสดงความสัมพันธ์ของแรงกับความรู้องค์กรที่ร่วมกันปฏิบัติ ดังนั้น Hypotheses3 และ 4 ได้รับการสนับสนุน รูปแบบนำเสนออธิบาย 61% ของความแปรปรวนในองค์กรร่วมกันปฏิบัติสมมติฐานที่ 2 ตรวจสอบเส้นทางจากองค์กรความรู้ที่ร่วมกันปฏิบัติการทุนมนุษย์ขององค์กรการวิเคราะห์แนะนำความรู้ที่องค์กรร่วมกันปฏิบัติ (b = 0.83 ค่า t = 14.52, p < 0.001)แสดงให้เห็นความสัมพันธ์ที่แข็งแกร่ง บวกกับองค์กรทุนมนุษย์ สมมติฐานที่ 2 ได้รับการสนับสนุน การนำเสนอรุ่นคิดเป็น 68% ของความแปรปรวนในองค์กรทุนมนุษย์สมมติฐานที่ 1 ตรวจสอบเส้นทางจากองค์กรทุนมนุษย์เพื่อประสิทธิภาพขององค์กร การวิเคราะห์การตารางที่ 1สถิติเชิงพรรณนาและสัมพันธ์โครงสร้างหมายถึง SD 12341. ด้านการจัดการความรู้ค่า 6.09 0.812. นวัตกรรมกลยุทธ์ 5.90 0.80 0.493. แบ่งปันความรู้องค์กรปฏิบัติ 5.28 1.07 0.64

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

4. ผลการค้นหา
4.1 รูปแบบการวัด
การวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยันการใช้เอมัส 4.0 ได้ดำเนินการ
ในการทดสอบรูปแบบการวัด มาตรการหกรูปแบบพอดี
ถูกนำมาใช้ในการประเมินโดยรวมรูปแบบของ
ความเหมาะสมของพอดี: อัตราส่วนของไคสแควร์เพื่อ degreesof เสรีภาพ,
ความดีของดัชนีพอดี (GFI) ความดีปรับ
พอดีดัชนี (AGFI) เกณฑ์พอดีดัชนี (NFI) , การเปรียบเทียบ
ดัชนีพอดี (CFI) และรากหมายถึงข้อผิดพลาดของการประมาณตาราง
(RMSEA) ตามคำแนะนำของก่อนหน้านี้
วรรณกรรม (ฟิตซ์เจอรัลด์ Drasgow, Hulin ช้างและ
Magley, 1997; โรเบิร์ต Probst, Martocchio, Drasgow &
Lawler, 2000), สามตัวชี้วัดที่ถูกสร้างขึ้นมาจากเดิม
รายการวัดสำหรับแต่ละโครงสร้างที่แฝงอยู่ใน
พื้นฐานของรายการ 'คุณสมบัติทางจิตวิทยาและที่สำคัญ
เนื้อหา ขั้นตอนนี้จะช่วยเพิ่มระดับซึ่ง
ตัวชี้วัดของแต่ละแปรปรวนส่วนแบ่งการสร้าง รูปแบบ
ที่เกิดจากการวิเคราะห์องค์ประกอบเชิงยืนยันแสดงให้เห็น
พอดีเพียงพอ (ไคสแควร์ / DF. = 2.46, GFI = 0.91,
AGFI = 0.86, NFI = 0.94, CFI = 0.96, RMSEA = 0.08).
ตารางที่ 1 นำเสนอสถิติเชิงพรรณนาและ bivariate เพียร์สัน
ความสัมพันธ์สำหรับห้าตาชั่งสร้าง.
ความน่าเชื่อถือของเครื่องชั่งสร้างของเราเป็นที่คาดกันผ่าน
ความน่าเชื่อถือคอมโพสิต (ผม, แอนเดอ Tatham และดำ,
1320 I.-C. Hsu / ระบบผู้เชี่ยวชาญที่มีการประยุกต์ใช้งาน 35 (2008) 1316-1326
1998) ความน่าเชื่อถือคอมโพสิตสามารถคำนวณได้ดังนี้
(ตารางของผลรวมของแรงปัจจัยที่) / {(คน
ที่สองของผลรวมของปัจจัยที่
แรง) + (ผลรวมของวัดความผิดพลาดรายการ)}.
เที่ยงคอมโพสิตสำหรับห้า เครื่องชั่งน้ำหนักสร้างปัญหา
ความน่าเชื่อถือที่ยอมรับได้ของตาชั่งสำหรับการวิเคราะห์ต่อ
(การจัดการด้านบนค่าความรู้: 0.90 นวัตกรรม
กลยุทธ์การลงทุน: 0.85, การปฏิบัติขององค์กรการแบ่งปันความรู้:
0.91 ทุนมนุษย์ขององค์กร: 0.92 และองค์กร
ประสิทธิภาพการทำงาน: 0.89) มาบรรจบกับความถูกต้องได้รับการประเมิน
โดยการตรวจสอบแรงปัจจัยของตัวชี้วัดและ
ความสัมพันธ์ของพวกเขาหลาย Squared (ดูตารางที่ 2) ต่อไปนี้
ผม et al. ของ (1998) ข้อเสนอแนะเติมปัจจัย
มากกว่า 0.50 จะถือว่ามีความสำคัญมาก.
ทั้งหมดภาระปัจจัยรายงานในตารางที่ 2 สูงกว่า
0.50 ดังนั้นยืดความสัมพันธ์ระหว่างหลาย
บุคคลชี้วัดเหล่านี้และโครงสร้างเบื้องต้นของพวกเขาจะ
ยังสูง ดังนั้นโครงสร้างทั้งหมดในวัด
รูปแบบที่ถูกตัดสินว่ามีความถูกต้องมาบรรจบกันอย่างเพียงพอ.
ความถูกต้องจำแนกได้รับการประเมินโดยการตรวจสอบ
ว่าช่วงความเชื่อมั่นรอบความสัมพันธ์
ระหว่างสองโครงสร้างที่แฝงรวมถึงหนึ่ง (แอนเดอ
& Gerbing, 1988) ไม่มีช่วงความเชื่อมั่นรอบความสัมพันธ์
ในรูปแบบการวัดรวมหนึ่งซึ่ง
ชี้ให้เห็นความถูกต้องจำแนกของแบบจำลอง รอบคอบมากขึ้น
การทดสอบของการทดสอบจำแนกต้องเปรียบเทียบไม่มีข้อ จำกัด
รูปแบบที่ประมาณการความสัมพันธ์ระหว่างการให้
คู่ของโครงสร้างและรูปแบบการ จำกัด ที่แก้ไข
ค่าของความสัมพันธ์สร้างถึง 1 (ชิว, 2004) ที่สำคัญ
ความแตกต่างในค่าไคสแควร์ระหว่างรูปแบบเหล่านี้
(ขนาดใหญ่กว่า 3.84) พบว่า โดยนัยนี้ว่า
รูปแบบไม่มีข้อ จำกัด เป็นแบบที่ดีกว่าสำหรับข้อมูล - การสนับสนุน
. การดำรงอยู่ของความถูกต้องจำแนก
4.2 รูปแบบโครงสร้าง
ชุดของดัชนีพอดีที่คล้ายกันถูกนำมาใช้ในการตรวจสอบ
รูปแบบโครงสร้างดังแสดงในรูป 1. ของรุ่นนี้พอดีดัชนี
แสดงให้เห็นแบบที่ดี (Chi-square / DF. = 2.75, GFI = 0.90,
AGFI = 0.86, NFI = 0.92 = 0.95 CFI และ RMSEA =
0.08) รูปแบบโครงสร้างส่วนช่วยในการตรวจสอบการทำนาย
อำนาจของกลยุทธ์นวัตกรรมและการจัดการด้านบน
ค่าทีมงานเกี่ยวกับการปฏิบัติการแบ่งปันความรู้ขององค์กร
อำนาจการทำนายของการแบ่งปันความรู้ขององค์กร
การปฏิบัติในทุนมนุษย์ขององค์กรและอิทธิพล
ของทุนมนุษย์ขององค์กรในองค์กร
ประสิทธิภาพ.
สมมติฐานที่ 3 และ 4 ตรวจสอบอิทธิพลของนวัตกรรม
กลยุทธ์และการจัดการความรู้ค่าสูงสุดใน
การปฏิบัติงานร่วมกันความรู้ขององค์กร คาดว่าจะเป็น
กลยุทธ์นวัตกรรม (B = 0.42, T-value = 5.66, p <0.001)
และค่าการจัดการความรู้ด้านบน (B = 0.46,
T-value = 6.73, p <0.001) แสดงให้เห็นว่าสมาคมที่แข็งแกร่งกับ
การปฏิบัติที่แบ่งปันความรู้ขององค์กร ดังนั้นสมมติฐานที่
3 และ 4 ได้รับการสนับสนุน รูปแบบที่นำเสนอ
อธิบาย 61% ของความแปรปรวนในความรู้ขององค์กร
การปฏิบัติงานร่วมกัน.
สมมติฐาน 2 ตรวจสอบเส้นทางจากองค์กร
การปฏิบัติที่แบ่งปันความรู้ให้กับทุนมนุษย์ขององค์กร.
การวิเคราะห์ชี้ให้เห็นว่าความรู้ขององค์กร
การปฏิบัติงานร่วมกัน (B = 0.83, T-value = 14.52, P <0.001)
แสดงให้เห็นว่ามีความแข็งแกร่งสมาคมบวกกับองค์กร
ทุนมนุษย์ สมมติฐานที่ 2 ได้รับการสนับสนุน ที่นำเสนอ
รูปแบบการคิดเป็น 68% ของความแปรปรวนในองค์กร
ทุนมนุษย์.
สมมติฐาน 1 ตรวจสอบเส้นทางจากองค์กร
ทุนมนุษย์เพื่อประสิทธิภาพขององค์กร การวิเคราะห์
ตารางที่ 1
สถิติเชิงพรรณนาและความสัมพันธ์
สร้างหมายถึง SD 1234
1. การจัดการความรู้สูงสุดค่า 6.09 0.81
2 กลยุทธ์นวัตกรรม 5.90 0.80 0.49
3 แบ่งปันความรู้ขององค์กรปฏิบัติ 5.28 1.07 0.64