The CFA results for the Japanese sa

The CFA results for the Japanese sample showed that the factor loadings of three items failed to exceed the cut-off
point of .50 (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2009), and as such, were eliminated. Complementarily, the items
loading the highest for each construct were selected to ensure reliability and parsimony of the model (Gladden &
Funk, 2002) for the second data collection. After these scale refinement, the final model showed an acceptable fit to
the data [χ²(181)=513.99 (p

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ผลลัพธ์ของ CFA อย่างญี่ปุ่นแสดงให้เห็นว่า รับน้ำหนักตัวของสามรายการไม่เกินเกณฑ์จุด ของ.50 (ผม สีดำ บาบิน และแอนเดอร์ สัน 2009), และ เช่นนี้ ถูกตัดออก Complementarily สินค้าโหลดสูงสุดสำหรับแต่ละโครงสร้างมีเลือกความน่าเชื่อถือและ parsimony รุ่น (แกลดเดนและFunk, 2002) สำหรับชุดข้อมูลที่สอง หลังจากปรับแต่งขนาดนี้ รุ่นสุดท้ายแสดงให้เห็นว่ายังพอยอมรับได้ข้อมูล [χ² (181) = 513.99 (p < .01), χ²/df = 2.84, CFI =. 96, GFI = 90, TLI =. 95, RMSEA =. 06] สร้างความน่าเชื่อถือค่าสำหรับโครงสร้างทั้งหมดถูกเหนือจุดตัดของ.60 (Baggozi & Yi, 1988), ในขณะ AVE ค่าได้มากขึ้นกว่า.50 และจึง ให้หลักฐานมีผลบังคับใช้ในองค์กร หลักฐานใช้ discriminant ยอมรับกำหนดว่า ค่า AVE สำหรับแต่ละโครงสร้างมีมากกว่าความสัมพันธ์ยกกำลังสองระหว่างที่ก่อสร้างและการอื่น ๆ (Fornell & Larcker, 1981) แบบจำลองโครงสร้างโชว์พอยอมรับได้ข้อมูล [χ² (181) = 513.99(p < .01), χ²/df = 2.84, CFI =. 96, GFI = 90, TLI =. 95, RMSEA =. 06] ผลระบุว่า ประสิทธิภาพของโปรแกรมเล่น(Β =. p 14, < .05), ฝูงชนประสบการณ์ (β =. p 28, < 01) และบรรยากาศเกม (β =. p 26, < .01) มีผลในเชิงบวกที่สำคัญบนความตั้งใจเชิงพฤติกรรม ในบริบทโปรตุเกส ผล CFA พบมีข้อมูลพอยอมรับได้[Χ² (181) = 359.63 (p < .01), χ²/df = 1.99, CFI =. 96, GFI =. 93, TLI =. 95, RMSEA =. 05] สร้างความน่าเชื่อถือและ AVEค่าได้.60 และ.50 ตามลำดับ มีข้อยกเว้นบรรยากาศเกม (AVE =. 64) และฝูงชนประสบการณ์ AVE =. 52), ค่า AVE สำหรับโครงสร้างอื่น ๆ ได้มากกว่าความสัมพันธ์ยกกำลังสองระหว่างเหล่านี้โครงสร้างและอื่น ๆ ยังคง ค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ระหว่างและฝูงชนเกม (. 76) ถูกต่ำกว่าเกณฑ์แนะนำของ.85 (Kline, 2005) นอกจากนี้ แม้ว่าการ squared หลายความสัมพันธ์ระหว่างเกมประสบการณ์บรรยากาศและฝูงชน (f =. 57) สูงกว่าค่า AVE ฝูงประสบการณ์เล็กน้อย(AVE =. 52), เพิ่มสนับสนุนมีผลบังคับใช้ discriminant ก่อตั้งขึ้น โดยเปรียบเทียบสถิติสอบไคสแควร์เมื่อความสัมพันธ์ระหว่างโครงสร้างสองถูกฟรีกับจำกัดหนึ่ง (Anderson & Gerbing, 1988) มีมีการลดลงอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติของค่าสอบไคสแควร์เมื่อความสัมพันธ์ฟรี (∆χ2 = 130.04, ∆df = 1p < 01). ดังนั้น การทดสอบเหล่านี้แสดงหลักฐานการใช้ discriminant เพื่อทดสอบความถูกต้อง nomological การรูปแบบโครงสร้างถูกตรวจสอบ ผลลัพธ์แสดงให้เห็นว่ามีข้อมูลพอยอมรับได้ [χ² (181) = 359.63 (p < 01),Χ²/df = 1.99, CFI =. 96, GFI =. TLI 93 =. 95, RMSEA =. 05] และระบุว่า ประสิทธิภาพของโปรแกรมเล่น (β = 24, p < 01) และฝูงชนประสบการณ์ (β =. 46, p < 01) ได้พยากรณ์บวกของพฤติกรรมความตั้งใจ ตัวแปรคุณภาพบริการคิดเป็นประมาณร้อยละ 35 (R2 =. 35) และ 42% (R2 =. 42) ของความแปรปรวนในความตั้งใจเชิงพฤติกรรมสำหรับการญี่ปุ่นและโปรตุเกสตัวอย่าง ตามลำดับ

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ผล CFA
สำหรับตัวอย่างของญี่ปุ่นแสดงให้เห็นว่าแรงปัจจัยที่สามรายการล้มเหลวที่จะเกินตัดจุด0.50 (ผม, สีดำ, Babin และเดอร์สัน, 2009) และเป็นเช่นนี้ถูกตัดออก Complementarily
รายการที่โหลดสูงสุดสำหรับการสร้างแต่ละได้รับการคัดเลือกเพื่อให้ความเชื่อถือและความประหยัดของรูปแบบ(ปลื้มและ
Funk, 2002) การเก็บรวบรวมข้อมูลที่สอง หลังจากการปรับแต่งขนาดเหล่านี้รุ่นสุดท้ายแสดงให้เห็นแบบที่ได้รับการยอมรับข้อมูล [χ² (181) = 513.99 (p <0.01) χ² / DF = 2.84, CFI = 0.96, GFI = 0.90, TLI = 0.95, RMSEA = 0.06]
สร้างความน่าเชื่อถือค่าสำหรับโครงสร้างทั้งหมดอยู่เหนือจุดตัดของ 0.60 (Baggozi และยี่, 1988) ในขณะที่ค่า AVE มีมากขึ้นกว่า0.50 และจึงให้หลักฐานของความถูกต้องมาบรรจบกัน หลักฐานของความถูกต้องจำแนกได้รับการยอมรับที่กำหนดว่าค่า AVE ในการสร้างแต่ละมากกว่าความสัมพันธ์ระหว่างสแควร์และสร้างใด ๆ อื่น ๆ (Fornell และ Larcker, 1981) รูปแบบโครงสร้างยังแสดงให้เห็นแบบที่ได้รับการยอมรับข้อมูล [χ² (181) = 513.99 (p <0.01) χ² / DF = 2.84, CFI = 0.96, GFI = 0.90, TLI = 0.95, RMSEA = 0.06 ] ผลการวิจัยพบว่าประสิทธิภาพของผู้เล่น(β = 0.14, p <0.05) ประสบการณ์ฝูงชน (β = 0.28, p <0.01) และบรรยากาศเกม (β = 0.26, p <0.01) มีผลกระทบอย่างมีนัยสำคัญในเชิงบวกเกี่ยวกับพฤติกรรมความตั้งใจ ในบริบทโปรตุเกส, ผล CFA แสดงความพอดีที่ยอมรับของข้อมูล[χ² (181) = 359.63 (p <0.01) χ² / DF = 1.99, CFI = 0.96, GFI = 0.93, TLI = 0.95, RMSEA = 05] สร้างความน่าเชื่อถือและ AVE ค่าอยู่เหนือ 0.60 และ 0.50 ตามลำดับ ด้วยข้อยกเว้นที่จะเล่นเกมบรรยากาศ (AVE = 0.64) และประสบการณ์ฝูงชนAVE = 0.52) ค่า AVE สำหรับโครงสร้างอื่น ๆ ที่มีมากกว่าความสัมพันธ์กำลังสองระหว่างโครงสร้างและอื่นๆ ยังคงมีค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ระหว่างบรรยากาศของเกมและประสบการณ์ฝูงชน (0.76) เป็นที่ต่ำกว่าเกณฑ์ที่แนะนำของ0.85 (Kline, 2005) นอกจากนี้แม้จะมีความสัมพันธ์หลายแควร์ระหว่างบรรยากาศของเกมและประสบการณ์ฝูงชน (f = 0.57) สูงกว่าค่า AVE ของประสบการณ์ฝูงชน (AVE = 0.52) การสนับสนุนเพิ่มเติมสำหรับความถูกต้องจำแนกก่อตั้งขึ้นโดยการเปรียบเทียบสถิติไคสแควร์ เมื่อความสัมพันธ์ระหว่างทั้งสองสร้างเป็นอิสระเมื่อเทียบกับข้อจำกัด ในการอย่างใดอย่างหนึ่ง (เดอร์สันและ Gerbing 1988) คำ มีการลดลงอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติค่าไคสแควร์เมื่อความสัมพันธ์เป็นอิสระ (Δχ2 = 130.04, Δdf = 1, p <0.01) ดังนั้นการทดสอบเหล่านี้ให้หลักฐานของความถูกต้องจำแนก เพื่อที่จะทดสอบความถูกต้อง nomological ที่รูปแบบโครงสร้างที่ถูกตรวจสอบ ผลการศึกษาพบพอดีที่ยอมรับของข้อมูล [χ² (181) = 359.63 (p <0.01) χ² / DF = 1.99, CFI = 0.96, GFI = 0.93, TLI = 0.95, RMSEA = 0.05] และ ชี้ให้เห็นว่าประสิทธิภาพของผู้เล่น (β = 0.24, p <0.01) และประสบการณ์ฝูงชน(β = 0.46, p <0.01) เป็นบวกทำนายพฤติกรรมของความตั้งใจ ตัวแปรคุณภาพการให้บริการคิดเป็นสัดส่วนประมาณ 35% (R2 = 0.35) และ 42% (R2 = 0.42) ความแปรปรวนในความตั้งใจของพฤติกรรมที่กลุ่มตัวอย่างชาวญี่ปุ่นและโปรตุเกสตามลำดับ