The goodness-of-fit indices of the

The goodness-of-fit indices of the one-factor model and the two-factor model are shown in
Table 3. The four-factor model and the second-order factor model were not retained, since the
latent covariance matrix of these models turned out to be not positive definite due to a
correlation greater than one between the latent variables of assurance on the one hand and
empathy and reliability on the other hand. This indicates that the different constructs are not
all statistically distinguishable, as was suggested by Nehles et al. (2008). However, since the
two-factor solution did not provide a significantly better fit to the data than the one-factor
model (∆χ² = 3.03, ∆df = 1, not significant) we decided to select the more parsimonious onefactor
model (Kernis & Goldman, 2006). The goodness-of-fit indices of this model satisfy the
criteria set by Hu and Bentler (1998) and Browne and Cudeck (1993). We thus consider HR
department service quality to be a one-dimensional construct in our analyses. This construct
may have different facets, but they are not empirically distinguishable. The factor loadings of
the HR department service quality construct are all statistically significant (p

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

แสดงดัชนีความดีพอของแบบจำลองปัจจัยหนึ่งและรุ่นสองปัจจัยในตาราง 3 แบบจำลองปัจจัยสี่และแบบคูณสองสั่งได้ไม่สะสม ตั้งแต่การเมตริกซ์ความแปรปรวนร่วมที่แฝงอยู่ของโมเดลเหล่านี้กลายเป็นบวกแน่นอนเนื่องเป็นความสัมพันธ์มากกว่าหนึ่งระหว่างตัวแปรแฝงอยู่ของประกันในมือหนึ่ง และเอาใจใส่และความน่าเชื่อถืออีก บ่งชี้ว่า โครงสร้างต่าง ๆ จะไม่ทั้งทางสถิติแตกต่าง ที่แนะนำโดย Nehles et al. (2008) อย่างไรก็ตาม เนื่องจากการสองปัจจัยแก้ปัญหาไม่ได้ให้พอดีดีกว่าอย่างมีนัยสำคัญกับข้อมูลมากกว่าตัวหนึ่งแบบจำลอง (∆χ² = 3.03, ∆df = 1 ไม่สำคัญ) เราตัดสินใจที่จะเลือก onefactor parsimonious มากแบบจำลอง (Kernis และโกลด์แมน 2006) ดัชนีความดีของพอดีรุ่นนี้ตอบสนองการเกณฑ์ที่กำหนด โดย Hu และ Bentler (1998) และ Browne และ Cudeck (1993) เราจึงพิจารณา HRคุณภาพบริการแผนกจะ สร้าง one-dimensional ในการวิเคราะห์ของเรา โครงสร้างนี้อาจมีแง่มุมที่แตกต่างกัน แต่ไม่ empirically แตกต่างกัน Loadings ปัจจัยของโครงสร้าง HR ฝ่ายบริการคุณภาพได้อย่างมีนัยสำคัญทางสถิติทั้งหมด (p < 0.001) และสูงกว่า 0.40 (ดูรูปที่ 3) อัลฟาสัมประสิทธิ์สำหรับคุณภาพบริการแผนก HRมาตราส่วนเป็น 0.91

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

ดัชนีความดีของพอดีของรูปแบบปัจจัยหนึ่งและรุ่นสองปัจจัยที่แสดงใน
ตารางที่ 3 รุ่นที่สี่ปัจจัยและปัจจัยรูปแบบคำสั่งที่สองไม่ได้ถูกเก็บรักษาไว้ตั้งแต่
แปรปรวนเมทริกซ์แฝงของรูปแบบเหล่านี้หัน ออกมาเป็นบวกแน่นอนไม่ได้เนื่องจากมี
ความสัมพันธ์มากกว่าหนึ่งระหว่างตัวแปรแฝงของการประกันบนมือข้างหนึ่งและ
ความเห็นอกเห็นใจและความน่าเชื่อถือในทางกลับกัน นี้บ่งชี้ว่าโครงสร้างที่แตกต่างกันไม่ได้
ทุกความแตกต่างทางสถิติตามที่ได้รับการแนะนำโดย Nehles และคณะ (2008) อย่างไรก็ตามเนื่องจาก
การแก้ปัญหาสองปัจจัยไม่ได้ให้อย่างมีนัยสำคัญพอดีดีกว่าที่จะข้อมูลกว่าหนึ่งปัจจัย
รูปแบบ (Δχ² = 3.03, Δdf = 1 ไม่ได้อย่างมีนัยสำคัญ) เราตัดสินใจที่จะเลือก onefactor ประหยัดมากขึ้น
รูปแบบ (Kernis & โกลด์แมน 2006) ดัชนีความดีของพอดีของรุ่นนี้ตอบสนองความ
เกณฑ์ที่กำหนดโดย Hu และ Bentler (1998) และบราวน์และ Cudeck (1993) ดังนั้นเราจึงพิจารณาบุคคล
แผนกคุณภาพการให้บริการที่จะเป็นโครงสร้างหนึ่งมิติในการวิเคราะห์ของเรา สร้างนี้
อาจจะมีแง่มุมที่แตกต่างกัน แต่พวกเขาไม่ได้สังเกตุความแตกต่าง น้ำหนักองค์ประกอบของ
แผนกทรัพยากรบุคคลที่มีคุณภาพการบริการที่สร้างมีทั้งหมดอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ (p <0.001) และ
สูงกว่า 0.40 (ดูรูปที่ 3) ค่าสัมประสิทธิ์แอลฟาสำหรับการบริการที่แผนกทรัพยากรบุคคลที่มีคุณภาพ
ระดับคือ 0.91

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

ความดีของดัชนีพอดี ปัจจัยหนึ่งที่รูปแบบและปัจจัยที่สองรูปแบบแสดงใน
โต๊ะ 3 ปัจจัย 4 รูปแบบและปัจจัยอันดับสองแบบไม่เก็บไว้ตั้งแต่
แฝงความเมทริกซ์ของโมเดลเหล่านี้กลับกลายเป็นบวกไม่แน่ชัดเนื่องจากการ
ความสัมพันธ์มากกว่าหนึ่งระหว่างตัวแปรแฝงของประกัน ในมือข้างหนึ่งและ
การเอาใจใส่และความน่าเชื่อถือบนมืออื่น ๆ นี้บ่งชี้ว่าโครงสร้างไม่แตกต่างกันอย่างมีนัยสำคัญ ทางสถิติที่แตกต่าง
ทั้งหมด อย่างที่แนะนำโดย nehles et al . ( 2008 ) แต่เนื่องจาก
สองปัจจัยสารละลายไม่ให้มากขึ้นกับข้อมูลมากกว่าหนึ่งปัจจัย
แบบ ( ∆χ² = 3.03 , ∆ df = 1 , ไม่สําคัญ ) เราตัดสินใจที่จะเลือก
onefactor ตระหนี่มากขึ้นแบบ ( kernis & Goldman , 2006 ) ดัชนีความสอดคล้องของโมเดลนี้ เป็นไปตามเกณฑ์ และ bentler Hu
( 1998 ) และ บราวน์ และ cudeck ( 1993 ) เราจึงพิจารณาคุณภาพบริการ
แผนก HR เป็นมิติ สร้างในการวิเคราะห์ของเรา นี้สร้าง
อาจมีแง่มุมที่แตกต่างกัน แต่พวกเขาจะไม่ใช้จินตนาการ . ตัวประกอบภาระของ
คุณภาพบริการในแผนก HR สร้างทั้งหมดอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติ ( p < 0.001 ) และ
สูงกว่า 0.40 ( ดูรูปที่ 3 ) สัมประสิทธิ์อัลฟาสำหรับแผนกบริการบุคคลคุณภาพ
ขนาด 0.91 .