3.3. Model and analysis Given the e

3.3. Model and analysis
Given the existence of an exogenous latent variable (transformational leadership [ξ1]), a first-grade endogenous latent variable (organizational learning [η1]) and second-grade endogenous latent variables (organizational innovation [η2] and organizational performance [η3]), the study analyzes the data using structural equations modeling (LISREL 8.30 program) to establish causal relationships between these variables. This procedure translates the theoretical construction into mathematical models in order subsequently to estimate and evaluate them empirically (Jöreskog and Sörbom, 1996).
Fig. 1 presents the theoretical model. The findings give the hypotheses concrete form. The study uses a recursive non-saturated model.
Structural equation modeling takes into account errors in measurement, variables with multiple indicators and multiple-group comparisons (Koufteros et al., 2009).
4. Results
This section presents the main research results. First, Table 2 shows the means and standard deviations as well as the inter-factor correlation matrix for the study variables. Significant and positive correlations exist among transformational leadership, organizational learning, organizational innovation and organizational performance.
Initially, a series of regressions (Table 3) shows the direct effects analyzed in the research and uses a series of tests (e.g., tolerance, variance inflation factor) to confirm the non-presence of multicolinearity (Hair et al., 1999).
Second, the study performs structural equations modeling to estimate direct and indirect effects using LISREL with the correlation matrix as input. This type of analysis has the advantage of correcting for unreliability of measures and also provides information on the direct and indirect paths between multiple constructs after controlling for potentially confounding variables. Fig. 2 shows the standardized structural coefficients.
The magnitude of the coefficients reflects the relative importance of the variables.
For the quality of the measurement model for the sample, the constructs display satisfactory levels of reliability, since the composite reliabilities range from 0.86 to 0.94 and the shared variancecoefficients from 0.56 to 0.77 (Table 4). The authors conclude convergent validity from examination of both the significance of the factor loadings and the shared variance. The amount of variance shared or captured by a construct should be greater than the amount of measurement error (shared varianceN0.50).
All multi-item constructs meet this criterion; each loading (λ) is significantly related to its underlying factor (t-valuesN12.16) in support of convergent validity. To assess discriminate validity, the authors perform a series of chi-square difference tests on the factor correlations among all the constructs (Anderson and Gerbin, 1988).
The study follows this procedure for each pair of latent variables, constraining the estimated correlation parameter between them to 1.0 and then performing a chi-square difference test on the values obtained for the constrained and unconstrained models (Anderson and Gerbin, 1988).
The resulting significant differences in chi-square indicate absence of perfect correlation between the constructs and thus discriminant validity.
The overall fit measures, multiple squared correlation coefficients of the variables (R2s), and signs and significance levels of the path coefficients indicate that the model fits the data well (χ2
184=559.88, pN.001; χ2 ratio=3.04; NFI=.97; NNFI=.99; GFI=.98, CFI=.99, IFI=.99, PGFI=.78). The hypothesized model is a significantly better fit than the null model (χ2 210=5409.25, pN.001; Δ χ2
26=4849.37, pN.001).
All modification indices for the beta pathways between major variables are small, suggesting that adding additional paths would not significantly improve the fit. The residuals of the covariances are also small and center around zero.
Findings from the standardized parameter estimates (Table 5) show that transformational leadership is closely related to and affects organizational learning (γ11=.74, pb.001, R2=.55) and organizational innovation (γ21=.37, pb.001), as predicted in Hypotheses 1(.15, pb.01) of transformational leadership on organizational innovation by organizational learning (.74×.21; e.g., Bollen, 1989 for calculation rules).
The global influence of transformational leadership on organizational innovation is thus 0.52 (pb.001). Comparing the magnitudes of these effects indicates that the effect of organizational learning on organizational innovation is larger than the total effect of transformational leadership on organizational innovation. Globally, the model explains organizational innovation well (R2=.29).
Organizational learning influences organizational innovation (β21=.21, pb.01), supporting H3. Finally, the study finds a significant relationship between organizational performance and both organizational learning (β31=.39, pb.001) and organizational innovation (β32=.22, pb.001), supporting H4 and H5, respectively.
Results also show an indirect effect (.04, pb.01) of organizational learning on organizational performance by organizational innovation (.21×.22). The global influence of organizational learning on organizational performance is thus .43 (pb.001). Comparing the magnitudes of these effects indicates that the effect of organizational learning on organizational performance is larger than the total effect of organizational innovation on organizational performance.
Globally, the model explains organizational innovation well (R2=.29).
In addition to these effects, the study shows indirect effects of transformational leadership on organizational performance (Table 5).
5. Conclusions and future research
Organizations need transformational leadership to improve their performance in changing real-life business environments.
This research contributes to such performance improvement by showing the strategic role of organizational learning and organizational innovation.
Management of these variables gives rise to values within the organization that are difficult to copy. Specifically, the results support all of the hypotheses, showing that a management style of transformational leadership through organizational learning and innovation simultaneously influences organizational performance.
First, the research shows a positive relation between transformational leadership and organizational learning and innovation.
This leadership style analyzes, modifies, and drives systems, designing them to share and transfer knowledge through the process of organizational learning (Lei et al., 1999; Senge, 1990).
Thus, transformational leadership is committed to and propels organizational learning (Senge, 1990; Swieringa and Wierdsma, 1992), making available everything necessary to overcome the obstacles that might impede this learning (Wick and Leon, 1995).
Organizational learning seeks to establish a path for professional development to acquire aptitudes or competencies that give sustainable advantage through innovation (Senge et al., 1994).
The study also verifies a positive relation between transformational leadership and innovation directly and indirectly through the construction of competencies focused on learning to minimize the cost of internal change (Lei et al., 1999; Slater and Narver, 1995).
The results support the importance of transformational leadership in generating innovation (McDonough, 2000), an especially appealingfinding that supports characterizing transformational leadership as more concerned with collective decisions, collective goals, and the generation of capabilities than is transactional leadership.
Third, the study demonstrates empirically a positive relation between organizational learning and innovation. The innovative organization learns and knows how to make and keep itself competent.
Through learning, the organization can change its behavior and thus renew and reinvent its technology and production to avoid falling into stagnation and to permit organizational innovation.
Different organizations will find themselves in different states of evolution in learning. Organizational learning prevents stagnation and encourages continuous innovation (Bessant and Buckingham, 1993; Glynn, 1996; Thomas et al., 2001).
Fourth and finally, the study verifies empirically a positive relationship between more organizational learning and innovation and organizational performance. Organizations’ complexes of essential production and technology competences or resources and capacities sustain the sources for achieving sustainable competitive advantages.
Each organization should analyze all of its production and technological resources, the resources that enable achievement of a better competitive position on the market. The organization should also develop specific capacities and essential competences to face the changes in production and technology in its environment.
Thus, the organization acquires a dynamic and proactive vision that improves organizational performance, generating its own resources and capacities that are unique, valuable, hard to replace, and difficult to imitate.
Two main variables that determine organizational performance are thus organizational learning and innovation, both of which have positive causal effects.
These two dynamic capabilities are strategic (Calantone et al., 2002; Danneels and
Kleinschmidt, 2001; Hurley and Hult, 1998; Zahra et al., 2000).
This investigation has several limitations. First, the study measures the variables based on the CEOs’ managerial perceptions (single respondents), which involve a certain degree of subjectivity.
The respondents are CEOs of firms because their knowledge about these strategic variables is more comprehensive (e.g., Shortell and Zajac, 1990).
In the absence of published data on these variables and alternative sources o

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

3.3. แบบจำลอง และการวิเคราะห์ ให้ดำรงอยู่ของตัวแปรแฝงอยู่บ่อย (ภาวะผู้นำ [ξ1]), ตัวแรกเกรด endogenous แฝงอยู่แปร (องค์กรเรียนรู้ [η1]) และชั้นประถมศึกษาปีที่สอง endogenous แฝงอยู่ตัวแปร (นวัตกรรมองค์กร [η2] และประสิทธิภาพองค์กร [η3]), การศึกษาวิเคราะห์ข้อมูลโดยใช้โครงสร้างสมการการสร้างโมเดล (โปรแกรม LISREL 8.30) เพื่อสร้างความสัมพันธ์เชิงสาเหตุระหว่างตัวแปรเหล่านี้ ขั้นตอนนี้แปลก่อสร้างทฤษฎีเป็นแบบจำลองทางคณิตศาสตร์ในลำดับต่อมา การประเมินประเมิน empirically (Jöreskog และ Sörbom, 1996) Fig. 1 แสดงแบบจำลองทฤษฎี ผลการวิจัยให้ฟอร์มคอนกรีตสมมุติฐาน การศึกษาใช้ซ้ำไม่อิ่มตัวแบบ โมเดลสมการโครงสร้างจะเข้าบัญชีข้อผิดพลาดในการวัด ตัวแปร มีหลายตัวชี้วัดและเปรียบเทียบหลาย ๆ กลุ่ม (Koufteros et al., 2009)4. ผลลัพธ์ ส่วนนี้นำเสนอผลงานวิจัยหลัก ครั้งแรก ตารางที่ 2 แสดงวิธีการ และส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐาน เป็นเมทริกซ์สหสัมพันธ์ระหว่างปัจจัยสำหรับตัวแปรศึกษา ความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญ และค่าบวกอยู่ระหว่างภาวะผู้นำ องค์กรเรียนรู้ นวัตกรรมองค์กร และประสิทธิภาพขององค์กร เริ่มแรก ชุด regressions (ตาราง 3) แสดงผลโดยตรงในการวิจัยวิเคราะห์ และใช้ชุดทดสอบ (เช่น ยอมรับ ปัจจัยเงินเฟ้อต่าง) ยืนยันไม่ใช่ก็ multicolinearity (ผม et al., 1999) สอง การศึกษาทำสมการโครงสร้างแบบจำลองในการประเมินผลกระทบทางตรง และทางอ้อมใช้ LISREL กับเมทริกซ์สหสัมพันธ์เป็นอินพุท การวิเคราะห์ชนิดนี้มีข้อดีของการแก้ไขสำหรับ unreliability วัด และยัง แสดงข้อมูลเกี่ยวกับเส้นทางตรง และทางอ้อมระหว่างโครงสร้างหลายหลังการควบคุมสำหรับ confounding อาจแปร Fig. 2 แสดงสัมประสิทธิ์โครงสร้างมาตรฐาน ขนาดของสัมประสิทธิ์สะท้อนให้เห็นถึงความสำคัญของตัวแปรสำหรับคุณภาพของแบบประเมินสำหรับตัวอย่าง โครงสร้างแสดงระดับความน่าเชื่อถือ น่าพอใจตั้งแต่ช่วง reliabilities คอมโพสิตจาก 0.86 0.94 และ variancecoefficients ใช้ร่วมกันจาก 0.56 0.77 (ตาราง 4) ผู้เขียนสรุปใช้ convergent จากการตรวจสอบทั้งความสำคัญของ loadings ปัจจัยและผลต่างร่วม จำนวนผลต่างที่ใช้ร่วมกัน หรือจากการก่อสร้างควรจะมากกว่าจำนวนของข้อผิดพลาดของการวัด (varianceN0.50 ใช้ร่วมกัน) โครงสร้างทั้งหมดหลายรายการที่ตรงกับเกณฑ์นี้ อย่างมีนัยสำคัญ (λ) ในการโหลดแต่ละสัมพันธ์กับปัจจัยพื้นฐานของ (t valuesN12.16) สนับสนุนตั้งแต่ convergent ผู้เขียนทำชุดของ chi-square ทดสอบความแตกต่างในความสัมพันธ์ของปัจจัยในทั้งหมดของโครงสร้าง (แอนเดอร์สันและ Gerbin, 1988) เพื่อประเมินตั้งแต่ discriminate การศึกษาตามกระบวนการนี้สำหรับแต่ละคู่ของตัวแปรแฝงอยู่ กีดพารามิเตอร์ประเมินความสัมพันธ์ระหว่าง 1.0 และดำเนินการทดสอบ chi-square ผลต่างกับค่าที่ได้รับการจำกัด และ unconstrained รุ่น (แอนเดอร์สันและ Gerbin, 1988) ความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญผลลัพธ์ใน chi-square ระบุของสัมประสิทธิ์ระหว่างโครงสร้าง จึงมีผลบังคับใช้ discriminant โดยรวมพอดีกับวัด หลายลอการิทึมสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ของตัวแปร (R2s), และสัญญาณและระดับนัยสำคัญของสัมประสิทธิ์เส้นทางที่บ่งชี้ว่า รูปแบบที่เหมาะกับข้อมูลที่ดี (χ2184 = 559.88, pN.001 อัตราส่วน χ2 = 3.04 NFI = 97 NNFI = 99 GFI =. 98, CFI =. 99, IFI = 99, PGFI = 78) พอดีดีกว่าอย่างมีนัยสำคัญกว่ารุ่น null เป็นแบบค่า (χ2 210 = 5409.25, pN.001; χ2 δยอด26 = 4849.37, pN.001) ดัชนีการเปลี่ยนแปลงทั้งหมดสำหรับมนต์เบต้าระหว่างตัวแปรที่สำคัญมีขนาดเล็ก แนะนำที่ เพิ่มเส้นทางเพิ่มเติมจะไม่มากปรับปรุงที่เหมาะสม ค่าคงเหลือของ covariances ที่มีขนาดเล็ก และกลางรอบ ๆ ศูนย์ ค้นพบจากการประเมินมาตรฐานพารามิเตอร์ (ตาราง 5) แสดงว่า ภาวะผู้นำอย่างใกล้ชิดที่เกี่ยวข้องกับ และมีผลต่อการเรียนรู้องค์กร (γ11 = 74, pb.001, R2 =. 55) และนวัตกรรมองค์กร (γ21 =. 37, pb.001), เป็นที่คาดการณ์ในสมมุติฐาน 1 (.15, pb.01) ของภาวะผู้นำในนวัตกรรมองค์กร โดยองค์กรเรียนรู้ (74 ×. 21 เช่น Bollen, 1989 สำหรับกฎการคำนวณ) จึงมีอิทธิพลทั่วโลกของภาวะผู้นำในนวัตกรรมองค์กร 0.52 (pb.001) เปรียบเทียบ magnitudes ลักษณะพิเศษเหล่านี้บ่งชี้ว่า ผลของการเรียนรู้องค์กรใหม่ ๆ ที่องค์กรมีขนาดใหญ่กว่าผลรวมของภาวะผู้นำในนวัตกรรมขององค์กร ทั่วโลก รูปแบบอธิบายนวัตกรรมองค์กรดี (R2 =. 29) เรียนรู้ขององค์กรมีผลต่อนวัตกรรมองค์กร (β21 = 21, pb.01), สนับสนุน H3 ในที่สุด การศึกษาพบความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญระหว่างประสิทธิภาพองค์กรและการเรียนรู้ทั้งองค์กร (β31 =. 39, pb.001) และนวัตกรรมองค์กร (β32 = 22, pb.001), สนับสนุน H4 และ H5 ตามลำดับ ผลแสดงผลทางอ้อม (04, pb.01) เรียนรู้องค์กรประสิทธิภาพขององค์กรโดยองค์กรนวัตกรรม (. 21 ×. 22) อิทธิพลโลกเรียนรู้องค์กรประสิทธิภาพขององค์กรจึง.43 (pb.001) เปรียบเทียบ magnitudes ลักษณะพิเศษเหล่านี้บ่งชี้ว่า ผลของการเรียนรู้องค์กรประสิทธิภาพขององค์กรมากกว่าผลรวมของนวัตกรรมองค์กรประสิทธิภาพขององค์กร ทั่วโลก รูปแบบอธิบายนวัตกรรมองค์กรดี (R2 =. 29) นอกจากนี้ลักษณะพิเศษ การศึกษาแสดงผลกระทบทางอ้อมของภาวะผู้นำองค์กรประสิทธิภาพ (ตาราง 5)5. บทสรุปและการวิจัยในอนาคต องค์กรต้องการภาวะผู้นำในการปรับปรุงประสิทธิภาพของพวกเขาในการเปลี่ยนแปลงสภาพแวดล้อมทางธุรกิจในชีวิตจริง งานวิจัยนี้สนับสนุนการปรับปรุงประสิทธิภาพการทำงานดังกล่าว โดยแสดงบทบาทเชิงกลยุทธ์ขององค์กรเรียนรู้และนวัตกรรมขององค์กร ของตัวแปรเหล่านี้ก่อให้เกิดค่าภายในองค์กรที่ยากต่อการคัดลอก โดยเฉพาะ ผลสนับสนุนสมมุติฐาน แสดงว่า การบริหารจัดการในแบบของภาวะผู้นำการเรียนรู้ขององค์กรและนวัตกรรมพร้อมกันมีผลต่อประสิทธิภาพขององค์กรทั้งหมด ครั้งแรก งานวิจัยแสดงความสัมพันธ์ในเชิงบวกระหว่างภาวะผู้นำ และองค์กรเรียนรู้ และนวัตกรรม ลักษณะนี้ผู้วิเคราะห์ ปรับเปลี่ยน และไดรฟ์ระบบ การออกแบบให้แบ่งปัน และถ่ายโอนความรู้ผ่านกระบวนการเรียนรู้องค์กร (Lei et al., 1999 Senge, 1990) ดังนั้น ภาวะผู้นำให้ และองค์กรเรียนรู้ (Senge, 1990; propels Swieringa และ Wierdsma, 1992), ทำให้ว่างทุกอย่างจำเป็นต้องเอาชนะอุปสรรคที่อาจเป็นอุปสรรคขัดขวางการเรียนรู้นี้ (วิคและลีออน 1995) เรียนรู้องค์กรพยายามสร้างเส้นทางการพัฒนาอาชีพเพื่อซื้อ aptitudes หรือความสามารถที่ให้ประโยชน์อย่างยั่งยืนผ่านนวัตกรรม (Senge et al., 1994) การศึกษาตรวจสอบความสัมพันธ์ทางบวก ระหว่างภาวะผู้นำและนวัตกรรมโดยตรง และโดยอ้อมผ่าน ทางการสร้างความสามารถในการเรียนรู้เพื่อลดต้นทุนของการเปลี่ยนแปลงภายใน (Lei et al., 1999 ยัง สเลเทอร์และ Narver, 1995) ผลสนับสนุนความสำคัญของภาวะผู้นำในการสร้างนวัตกรรม (แมคโดนัฟ 2000), เป็นอย่างยิ่ง appealingfinding ที่สนับสนุนการกำหนดลักษณะของภาวะผู้นำเป็นมากเรื่องตัดสินใจรวม เป้าหมายรวม และการสร้างความสามารถกว่านำทรานแซคชัน ที่สาม การศึกษาแสดงให้เห็นถึง empirically ความสัมพันธ์ในเชิงบวกระหว่างองค์กรเรียนรู้และนวัตกรรม นวัตกรรมองค์กรเรียนรู้ และรู้วิธี การทำให้ตัวเองมีอำนาจ ผ่านการเรียนรู้ องค์กรสามารถเปลี่ยนแปลงลักษณะการทำงานของ และต่ออายุ และพัฒนาการของเทคโนโลยีและการผลิต เพื่อหลีกเลี่ยงการล้มลงในความซบเซา และ การอนุญาตให้องค์กรนวัตกรรมต่าง ๆ องค์กรต่าง ๆ จะพบตัวเองในรัฐต่าง ๆ ของวิวัฒนาการในการเรียนรู้ องค์กรเรียนรู้ป้องกันการชะงักงัน และสรรค์อย่างต่อเนื่อง (Bessant และบัคคิงแฮม 1993 Glynn, 1996 Thomas และ al., 2001) 4 และสุด ท้าย การศึกษาตรวจ empirically ความสัมพันธ์ในเชิงบวกระหว่างองค์กรเรียนรู้เพิ่มเติม และนวัตกรรม และประสิทธิภาพขององค์กร สิ่งอำนวยความสะดวกขององค์กร competences ผลิตและเทคโนโลยีที่จำเป็น หรือทรัพยากร และกำลังรักษาแหล่งบรรลุเปรียบในการแข่งขันอย่างยั่งยืน แต่ละองค์กรควรวิเคราะห์การผลิตและเทคโนโลยีทรัพยากร ทรัพยากรที่ช่วยให้ความสำเร็จของตำแหน่งการแข่งขันในตลาด ทั้งหมด องค์กรควรพัฒนายังผลิตเฉพาะและสำคัญ competences การเผชิญการเปลี่ยนแปลงในการผลิตและเทคโนโลยีในสภาพแวดล้อม ดังนั้น องค์กรได้ฝึกฝนมองแบบไดนามิก และเชิงรุกที่เพิ่มประสิทธิภาพองค์กร การสร้างทรัพยากรและกำลังการผลิตที่เป็นเอกลักษณ์ มีคุณค่า ยากที่จะเปลี่ยน และยากที่จะเลียนแบบ ตัวเอง สองตัวแปรหลักที่กำหนดประสิทธิภาพการทำงานขององค์กรจึงเป็นองค์กรเรียนรู้และนวัตกรรม ซึ่งทั้งสองมีผลบวกเชิงสาเหตุ ความสามารถแบบไดนามิกนี้สองเป็นกลยุทธ์ (Calantone et al., 2002 Danneels และKleinschmidt, 2001 เฮอร์ลีย์และ Hult, 1998 ซาห์ราและ al., 2000) นี้มีข้อจำกัดหลายประการ ครั้งแรก การศึกษาวัดตัวแปรตามของ CEOs จัดการแนว (เดียวตอบ), ซึ่งเกี่ยวข้องกับระดับ subjectivity ผู้ตอบจะ CEOs ของบริษัทเนื่องจากเพิ่มเติมความรู้เกี่ยวกับตัวแปรเชิงกลยุทธ์เหล่านี้ครอบคลุม (เช่น Shortell และ Zajac, 1990) ในกรณีเผยแพร่ข้อมูลในตัวแปรเหล่านี้และแหล่งอื่น o

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

3.3 รุ่นและการวิเคราะห์ได้รับการดำรงอยู่ของตัวแปรแฝงจากภายนอก (ภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลง [ξ1]) ซึ่งเป็นชั้นแรกตัวแปรภายในแฝง (เรียนรู้ขององค์กร [η1]) และระดับที่สองตัวแปรแฝงภายนอก (นวัตกรรมขององค์กร [η2] และประสิทธิภาพการทำงานขององค์กร [ η3]) การศึกษาวิเคราะห์ข้อมูลโดยใช้การสร้างแบบจำลองสมการโครงสร้าง (ลิสเรล 8.30 โปรแกรม) เพื่อสร้างความสัมพันธ์เชิงสาเหตุระหว่างตัวแปรเหล่านี้
ขั้นตอนนี้จะแปลว่าการก่อสร้างออกเป็นทฤษฎีแบบจำลองทางคณิตศาสตร์ในการสั่งซื้อต่อมาเพื่อประเมินและประเมินพวกเขาสังเกตุ (JöreskogและSörbom, 1996).
รูป 1 ที่มีการจัดรูปแบบทางทฤษฎี ผลการวิจัยให้สมมติฐานในรูปแบบที่เป็นรูปธรรม การศึกษารูปแบบการใช้ที่ไม่อิ่มตัว recursive.
การสร้างแบบจำลองสมการโครงสร้างจะใช้เวลาเป็นข้อผิดพลาดในบัญชีการวัดตัวแปรกับตัวชี้วัดหลายและเปรียบเทียบหลายกลุ่ม (Koufteros et al., 2009).
4
ผลในส่วนนี้จะนำเสนอผลงานวิจัยหลัก ครั้งแรกตารางที่ 2 แสดงวิธีการและค่าเบี่ยงเบนมาตรฐานเช่นเดียวกับเมทริกซ์ความสัมพันธ์ระหว่างปัจจัยตัวแปรการศึกษา ความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญและบวกอยู่ในหมู่ผู้นำการเปลี่ยนแปลงการเรียนรู้ขององค์กรนวัตกรรมขององค์กรและประสิทธิภาพขององค์กร.
ในขั้นต้นชุดของการถดถอย (ตารางที่ 3) แสดงให้เห็นถึงผลกระทบโดยตรงวิเคราะห์ในการวิจัยและใช้ชุดของการทดสอบ (เช่นความอดทนปัจจัยเงินเฟ้อแปรปรวน ) เพื่อยืนยันไม่ใช่การปรากฏตัวของ multicolinearity (ผม et al., 1999).
ประการที่สองการศึกษาดำเนินการสร้างแบบจำลองสมการโครงสร้างที่จะประเมินผลกระทบโดยตรงและโดยอ้อมโดยใช้ลิสเรลที่มีสัมพันธ์เมทริกซ์เป็นอินพุท ประเภทของการวิเคราะห์นี้มีความได้เปรียบในการแก้ไขสำหรับควบคู่กับมาตรการและยังให้ข้อมูลเกี่ยวกับเส้นทางที่ตรงและทางอ้อมระหว่างโครงสร้างหลายหลังจากควบคุมตัวแปรรบกวนที่อาจเกิดขึ้น รูป 2 แสดงค่าสัมประสิทธิ์โครงสร้างมาตรฐาน.
ขนาดของสัมประสิทธิ์สะท้อนให้เห็นถึงความสำคัญของตัวแปร.
เพื่อคุณภาพของรูปแบบการวัดตัวอย่างที่สร้างแสดงระดับที่น่าพอใจของความน่าเชื่อถือตั้งแต่คอมโพสิตช่วงเที่ยง 0.86-0.94 และ ที่ใช้ร่วมกัน variancecoefficients 0.56-0.77 (ตารางที่ 4) ผู้เขียนสรุปความถูกต้องมาบรรจบกันจากการตรวจสอบของทั้งความสำคัญของการเติมปัจจัยและความแปรปรวนที่ใช้ร่วมกัน . ปริมาณของความแปรปรวนที่ใช้ร่วมกันหรือถูกจับโดยสร้างควรจะมากกว่าจำนวนของข้อผิดพลาดการวัด (ร่วม varianceN0.50)
ทั้งหมดสร้างหลายรายการที่ตอบสนองเกณฑ์นี้; แต่ละโหลด (λ) มีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญปัจจัยพื้นฐานของ (t-valuesN12.16) ในการสนับสนุนของความถูกต้องมาบรรจบกัน เพื่อประเมินความถูกต้องเลือกปฏิบัติผู้เขียนดำเนินการชุดของไคสแควร์การทดสอบความแตกต่างในความสัมพันธ์ปัจจัยในหมู่โครงสร้างทั้งหมด (แอนเดอ Gerbin, 1988).
การศึกษาดังต่อไปนี้ขั้นตอนนี้สำหรับคู่ของตัวแปรแฝงแต่ละ constraining พารามิเตอร์สัมพันธ์ประมาณระหว่าง พวกเขาถึง 1.0 แล้วการดำเนินการทดสอบความแตกต่างไคสแควร์กับค่าที่ได้รับสำหรับรุ่นที่ จำกัด และไม่มีข้อ จำกัด (แอนเดอ Gerbin, 1988).
ผลที่แตกต่างกันอย่างมีนัยสำคัญในไคสแควบ่งบอกถึงตัวตนของความสัมพันธ์ที่สมบูรณ์แบบระหว่างโครงสร้างและความถูกต้องจำแนกจึง .
มาตรการพอดีโดยรวมค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์กำลังสองหลายตัวแปร (R2s) และสัญญาณและระดับความสำคัญของค่าสัมประสิทธิ์เส้นทางแสดงให้เห็นว่ารูปแบบที่เหมาะกับข้อมูลที่ดี (χ2
184 = 559.88, pN.001; χ2 = 3.04 อัตราส่วน; NFI = 0.97; NNFI = 0.99; GFI = 0.98, CFI = 0.99, IFI = 0.99, PGFI = 0.78) รูปแบบการตั้งสมมติฐานเป็นแบบที่ดีขึ้นอย่างมีนัยสำคัญกว่ารุ่นโมฆะ (χ2 210 = 5409.25, pN.001; Δχ2
26 = 4849.37, pN.001).
ดัชนีปรับเปลี่ยนทั้งหมดสำหรับเซลล์เบต้าระหว่างตัวแปรที่สำคัญมีขนาดเล็กบอกว่าการเพิ่มเพิ่มเติม เส้นทางที่จะไม่ปรับปรุงอย่างมีนัยสำคัญพอดี เหลือของ covariances นอกจากนี้ยังมีขนาดเล็กและศูนย์รอบศูนย์.
ผลจากการประมาณการพารามิเตอร์มาตรฐาน (ตารางที่ 5) แสดงให้เห็นว่าภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงเป็นเรื่องที่เกี่ยวข้องอย่างใกล้ชิดกับและมีผลต่อการเรียนรู้ขององค์กร (γ11 = 0.74, pb.001, R2 = 0.55) และนวัตกรรมองค์กร (γ21 = 0.37, pb.001) เป็นที่คาดการณ์ในสมมติฐานที่ 1 (0.15, pb.01) ของภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงเกี่ยวกับนวัตกรรมขององค์กรโดยการเรียนรู้ขององค์กร (0.74 × 0.21; เช่น Bollen 1989 สำหรับการคำนวณ กฎ).
อิทธิพลระดับโลกของภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงเกี่ยวกับนวัตกรรมขององค์กรจึงเป็น 0.52 (pb.001) เปรียบเทียบขนาดของผลกระทบเหล่านี้แสดงให้เห็นว่าผลของการเรียนรู้ขององค์กรนวัตกรรมขององค์กรมีขนาดใหญ่กว่าผลรวมของภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงเกี่ยวกับนวัตกรรมขององค์กร ทั่วโลกแบบเดียวอธิบายนวัตกรรมองค์กร (R2 = 0.29).
การเรียนรู้ขององค์กรที่มีอิทธิพลต่อการสร้างสรรค์นวัตกรรมองค์กร (β21 = 0.21, pb.01) สนับสนุน H3 ในที่สุดจากการศึกษาพบว่ามีความสัมพันธ์อย่างมีนัยสำคัญระหว่างประสิทธิภาพขององค์กรและการเรียนรู้ทั้งองค์กร (β31 = 0.39, pb.001) และนวัตกรรมองค์กร (β32 = 0.22, pb.001) สนับสนุน H4 และ H5 ตามลำดับ.
ผลยังแสดง ผลกระทบทางอ้อม (0.04, pb.01) ของการเรียนรู้ขององค์กรในประสิทธิภาพขององค์กรโดยนวัตกรรมองค์กร (0.21 × 0.22) อิทธิพลระดับโลกของการเรียนรู้ขององค์กรต่อประสิทธิภาพการทำงานขององค์กรจึงเป็น 0.43 (pb.001) เปรียบเทียบขนาดของผลกระทบเหล่านี้แสดงให้เห็นว่าผลของการเรียนรู้ขององค์กรในประสิทธิภาพขององค์กรที่มีขนาดใหญ่กว่าผลรวมของนวัตกรรมขององค์กรต่อประสิทธิภาพการทำงานขององค์กร.
ทั่วโลกรูปแบบการอธิบายนวัตกรรมขององค์กรที่ดี (R2 = 0.29).
นอกจากผลกระทบเหล่านี้ การศึกษาแสดงให้เห็นถึงผลกระทบทางอ้อมของการเป็นผู้นำการเปลี่ยนแปลงในประสิทธิภาพขององค์กร (ตารางที่ 5).
5
สรุปผลการวิจัยและการวิจัยในอนาคตองค์กรต้องเป็นผู้นำการเปลี่ยนแปลงเพื่อปรับปรุงประสิทธิภาพของพวกเขาในการเปลี่ยนแปลงสภาพแวดล้อมทางธุรกิจในชีวิตจริง.
การวิจัยครั้งนี้ก่อให้เกิดการปรับปรุงประสิทธิภาพการทำงานดังกล่าวด้วยการแสดงบทบาทเชิงกลยุทธ์ของการเรียนรู้ขององค์กรและนวัตกรรมขององค์กร.
การบริหารจัดการของตัวแปรเหล่านี้ก่อให้เกิดค่าภายในองค์กร ที่ยากต่อการคัดลอก โดยเฉพาะผลที่สนับสนุนสมมติฐานที่แสดงให้เห็นว่ารูปแบบการบริหารจัดการของภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงผ่านการเรียนรู้ขององค์กรและนวัตกรรมพร้อมกันมีผลต่อประสิทธิภาพขององค์กร.
ครั้งแรกที่การวิจัยแสดงให้เห็นถึงความสัมพันธ์เชิงบวกระหว่างภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงและการเรียนรู้ขององค์กรและนวัตกรรม.
ลักษณะความเป็นผู้นำนี้วิเคราะห์ ปรับเปลี่ยนและไดรฟ์ระบบการออกแบบของพวกเขาในการแบ่งปันและถ่ายทอดความรู้ผ่านกระบวนการของการเรียนรู้ขององค์กร (Lei et al, 1999;. Senge, 1990).
ดังนั้นภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงมีความมุ่งมั่นและผลักดันการเรียนรู้องค์กร (Senge, 1990; Swieringa และ Wierdsma 1992) ทำให้ทุกอย่างที่มีอยู่จำเป็นที่จะเอาชนะอุปสรรคที่อาจเป็นอุปสรรคต่อการเรียนรู้นี้ (ตะเกียงและลีออน, 1995).
การเรียนรู้ขององค์กรพยายามที่จะสร้างเส้นทางสำหรับการพัฒนาอาชีพที่จะได้รับความถนัดหรือความสามารถที่ให้ประโยชน์อย่างยั่งยืนด้วยนวัตกรรม (Senge et .. อัล, 1994)
การศึกษายังตรวจสอบความสัมพันธ์เชิงบวกระหว่างภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงและนวัตกรรมโดยตรงและโดยอ้อมผ่านการก่อสร้างของความสามารถในการเรียนรู้ที่มุ่งเน้นที่จะลดค่าใช้จ่ายของการเปลี่ยนแปลงภายใน (Lei et al, 1999. ตำหนิและ Narver, 1995).
ผลการรองรับความสำคัญของภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงในการสร้างนวัตกรรม (ดอนนา, 2000), โดยเฉพาะอย่างยิ่ง appealingfinding ที่สนับสนุนการพัฒนาการภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงเป็นความกังวลมากขึ้นกับการตัดสินใจของกลุ่มเป้าหมายร่วมกันและการสร้างความสามารถเกินกว่าที่การทำธุรกรรม เป็นผู้นำ.
ประการที่สามการศึกษาแสดงให้เห็นถึงสังเกตุความสัมพันธ์เชิงบวกระหว่างเรียนรู้ขององค์กรและนวัตกรรม เรียนรู้องค์กรแห่งนวัตกรรมและรู้วิธีที่จะทำและให้ตัวเองมีอำนาจ.
ผ่านการเรียนรู้องค์กรสามารถเปลี่ยนพฤติกรรมและทำให้ต่ออายุและบูรณาการเทคโนโลยีและการผลิตเพื่อหลีกเลี่ยงการตกอยู่ในความเมื่อยล้าและจะอนุญาตให้มีการสร้างสรรค์นวัตกรรมขององค์กร.
องค์กรที่แตกต่างกันจะพบว่าตัวเองอยู่ในที่แตกต่างกัน รัฐของวิวัฒนาการในการเรียนรู้ เรียนรู้ขององค์กรจะช่วยป้องกันความเมื่อยล้าและกระตุ้นให้เกิดนวัตกรรมอย่างต่อเนื่อง (Bessant และบักกิ้งแฮม, 1993; กลีนน์, 1996; โทมัส et al, 2001)..
ที่สี่และสุดท้ายการศึกษาตรวจสอบสังเกตุความสัมพันธ์เชิงบวกระหว่างเรียนรู้ขององค์กรมากขึ้นและการสร้างสรรค์นวัตกรรมและประสิทธิภาพขององค์กร คอมเพล็กซ์องค์กรของการผลิตที่จำเป็นและความสามารถด้านเทคโนโลยีหรือทรัพยากรและความสามารถรักษาแหล่งที่มาเพื่อให้บรรลุเปรียบในการแข่งขันอย่างยั่งยืน.
แต่ละองค์กรควรวิเคราะห์ทั้งหมดของการผลิตและทรัพยากรเทคโนโลยีทรัพยากรที่ช่วยให้ผลสัมฤทธิ์ทางการเรียนของตำแหน่งในการแข่งขันที่ดีกว่าในตลาด องค์กรยังควรจะพัฒนาขีดความสามารถที่เฉพาะเจาะจงและความสามารถที่จำเป็นที่จะเผชิญกับการเปลี่ยนแปลงในการผลิตและเทคโนโลยีในสภาพแวดล้อม.
ดังนั้นองค์กรที่ได้รับวิสัยทัศน์แบบไดนามิกและเชิงรุกที่ช่วยเพิ่มประสิทธิภาพขององค์กร, การสร้างทรัพยากรของตัวเองและความสามารถที่เป็นเอกลักษณ์ที่มีคุณค่าอย่างหนัก .
ที่จะเปลี่ยนและยากที่จะเลียนแบบ. สองตัวแปรหลักที่เป็นตัวกำหนดประสิทธิภาพขององค์กรที่มีการเรียนรู้ขององค์กรจึงและนวัตกรรมซึ่งทั้งสองมีผลกระทบเชิงสาเหตุบวกทั้งสองความสามารถแบบไดนามิกเป็นเชิงกลยุทธ์ (Calantone, et al., 2002; Danneels และ Kleinschmidt 2001; เฮอร์ลีย์และ Hult, 1998;.. Zahra, et al, 2000) การตรวจสอบนี้มีข้อ จำกัด หลายประการ ครั้งแรกที่การศึกษามาตรการตัวแปรที่อยู่บนพื้นฐานของซีอีโอ 'การรับรู้การบริหารจัดการ (ผู้ตอบแบบสอบถามเพียงครั้งเดียว) ซึ่งเกี่ยวข้องกับระดับหนึ่งของการกระทำ. ผู้ตอบแบบสอบถามที่มีซีอีโอของ บริษัท เพราะความรู้เกี่ยวกับตัวแปรเชิงกลยุทธ์เหล่านี้เป็นสิ่งที่ครอบคลุมมากขึ้น (เช่น Shortell และ Zajac, 1990). ในกรณีที่ไม่มีการเผยแพร่ข้อมูลเกี่ยวกับตัวแปรเหล่านี้และแหล่งทางเลือกแ

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

3.3 . รูปแบบและการวิเคราะห์
ได้รับการดำรงอยู่ของตัวแปรแฝงภายนอก ( ภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงξ [ 1 ] ) , ป. 1 ตัวแปรภายในแฝง ( การเรียนรู้ขององค์การη [ 1 ] ) และเกรด 2 ตัวแปรภายในแฝง ( องค์การนวัตกรรม [ 2 ] และประสิทธิภาพขององค์การηη [ 3 ] ) , การวิเคราะห์ข้อมูลโดยใช้สมการ การสร้างหุ่นจำลองโครงสร้าง ( LISREL 830 โปรแกรม ) เพื่อสร้างความสัมพันธ์เชิงสาเหตุระหว่างตัวแปรเหล่านี้ ขั้นตอนนี้แปลในการก่อสร้างทฤษฎีแบบจำลองทางคณิตศาสตร์เพื่อใช้ในภายหลัง เพื่อประเมินและประเมินพวกเขา ( J ö reskog และ S ö rbom , 1996 ) .
รูปที่ 1 แสดงแบบจำลองทางทฤษฎี ผลให้สมมติฐานคอนกรีตแบบฟอร์ม การศึกษาใช้วิธีการแบบไม่อิ่มตัว .
แบบจำลองสมการเชิงโครงสร้างจะพิจารณาข้อผิดพลาดในการวัดตัวแปรหลายๆ ตัว และหลายกลุ่มเปรียบเทียบ ( koufteros et al . , 2009 ) .
4 ผลลัพธ์
ส่วนนี้เสนอผลงานวิจัยหลัก แรก ตารางที่ 2 แสดงโดยหาค่าเฉลี่ยและส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐานเป็นเมทริกซ์สหสัมพันธ์ระหว่างองค์ประกอบเพื่อศึกษาตัวแปรการเรียนรู้ขององค์กรและความสัมพันธ์ทางบวกอยู่ในภาวะผู้นำ การเปลี่ยนแปลงนวัตกรรมขององค์การและประสิทธิภาพขององค์การ
ตอนแรกชุดของสมการถดถอย ( ตารางที่ 3 ) แสดงโดยตรงผลวิเคราะห์ในการวิจัยและการใช้ชุดทดสอบ ( เช่น ความอดทน ความปัจจัยเงินเฟ้อ ) เพื่อยืนยันไม่ใช่ตนของ multicolinearity ( ผม et al . , 1999 )
ที่สองศึกษาแสดงโครงสร้างสมการแบบจำลองเพื่อประมาณการทั้งทางตรงและทางอ้อม โดยใช้โปรแกรมลิสเรลกับเมทริกซ์สหสัมพันธ์เป็นใส่ การวิเคราะห์ประเภทนี้มีประโยชน์สำหรับ unreliability มาตรการแก้ไข และยังให้ข้อมูลเกี่ยวกับเส้นทางตรงและทางอ้อมระหว่างหลายโครงสร้าง หลังจากควบคุมตัวแปรที่อาจอยู่นอกเหนือการควบคุม . ภาพประกอบ2 แสดงให้เห็นว่า มาตรฐานโครงสร้าง ผลการวิจัยพบว่า 1 .
ขนาดของสัมประสิทธิ์ที่สะท้อนให้เห็นถึงความสําคัญของตัวแปร .
สำหรับคุณภาพของแบบจำลองการวัด สำหรับตัวอย่าง , โครงสร้างแสดงระดับของความน่าเชื่อถือที่น่าพอใจ เนื่องจากคอมโพสิตแบบช่วงจาก 0.86 0.94 และแบ่งปัน variancecoefficients จาก 0.56 0.77 ( ตารางที่ 4 )ผู้เขียนสรุปว่า จากการตรวจสอบความตรงลู่เข้าของความสำคัญของปัจจัยภาระและแบ่งปันความแปรปรวน ปริมาณของความแปรปรวนร่วม หรือ จับ โดยสร้างควรมากกว่าปริมาณของความคลาดเคลื่อน ( ร่วมกัน variancen0.50 ) .
ทั้งหมดหลายรายการโครงสร้างตรงกับเกณฑ์นี้ แต่ละโหลด ( λ ) คือความสัมพันธ์ของปัจจัยพื้นฐาน ( t-valuesn12 .16 ) สนับสนุนความตรงลู่เข้า . เพื่อประเมินแยกแยะความถูกต้อง ผู้เขียนดำเนินการชุดของการทดสอบไคสแควร์ ความแตกต่างในด้านความสัมพันธ์ระหว่างโครงสร้างทั้งหมด ( Anderson และ gerbin , 1988 ) .
ศึกษาตามขั้นตอนนี้สำหรับแต่ละคู่ของตัวแปรแฝง จำกัด ประมาณค่าพารามิเตอร์ระหว่างพวกเขาเพื่อ 1 .0 แล้วทำการทดสอบค่าไคสแควร์ที่แตกต่างได้ สำหรับข้อ จำกัด รูปแบบต่างกันไป ( Anderson และ gerbin , 1988 )
ผลความแตกต่างของไคสแควร์พบไม่มีความสัมพันธ์ที่สมบูรณ์แบบระหว่างโครงสร้างจึงจำแนกความตรง .
มาตรการพอดีรวมหลายสถิติค่าสัมประสิทธิ์สหสัมพันธ์ของตัวแปร ( r2s )และป้ายและระดับความสำคัญของเส้นทางที่ 2 บ่งชี้ว่ารูปแบบเหมาะกับข้อมูลดี ( χ 2
= 559.88 184 , χ pn.001 ; 2 อัตราส่วน = 3.04 ; NFI = . 97 ; nnfi = . 99 , GFI = . 98 , CFI = . 99 , IFI = . 99 , pgfi = 78 ) การตั้งสมมติฐานแบบพอดีมากดีกว่าแบบ null ( χ 2 210 = 5409.25 pn.001 ; 2
, Δχ 26 = 4849.37 , PN . 001 )
ทั้งหมดการเปลี่ยนแปลงดัชนีเบต้าเซลล์ระหว่างตัวแปรหลักมีขนาดเล็ก แนะนำให้เพิ่มเส้นทางเพิ่มเติมจะไม่ปรับปรุงพอดี ความคลาดเคลื่อนของ covariances ยังมีศูนย์เล็กๆ
0ผลจากค่าประมาณการมาตรฐาน ( ตารางที่ 5 ) แสดงให้เห็นว่า ภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงที่เกี่ยวข้องอย่างใกล้ชิด และส่งผลต่อการเรียนรู้ขององค์กร ( γ 11 = 74 , pb.001 , R2 = . 55 ) และนวัตกรรมในองค์การ ( γ 21 = . 37 , PB . 001 ) ที่คาดการณ์ไว้ในระดับที่ 1 ( 15 , PB . 01 ) ภาวะผู้นำการเปลี่ยนแปลงในองค์การนวัตกรรมการเรียนรู้ขององค์การ ( 74 × 21 bollen เช่น ,