第四 第四
第四章 章 章 章 實證結果分析 實證結果分析 實證結果分析 實證結果分析
本章利用適當的統計方法，分析處理問卷調查所得資料，並解釋與推論 各種統計分析結果，本章分為6個小節，首先進行因素分析，其後依序進行 信效度檢定、有效樣本結構分析、描述性統計分析、變異數分析、相關分 析及迴歸分析。
第一節第一節
第一節第一節 樣樣樣樣本結構敘述性分析本結構敘述性分析本結構敘述性分析本結構敘述性分析
本研究於 2008 年 8 月至 8 月底陸續寄出問卷，至 2008 年 9 月底中止，
共計回收問卷 347 份，經剔除無效之問卷 23 份後，共回收有效問卷 324 份，
有效回收率 81%。問卷填答者包含各事業部各階層員工，本研究樣本於各 人口統計變數上的分佈情形如表 4.1 所示。
表 4.1 樣本分佈情形
要求並不高，高學歷並非首先要考量的要素。工作年資以一年以下佔30.2
％最高，其次為五年(含)至十年以下佔29.3％，由工作年資分佈顯示人壽保 險業流動較為頻繁的現象。職位分類上，業務人員佔68.2％，顯示出人壽保 險業主要人力還是集中在最基層業務人員。
第二第二
第二第二節節節節 因素因素因素分析因素分析分析 分析
本研究採用主成分因素分析法來萃取因素構面，且以特徵值大於一為選 取共同因素之原則，並利用變異數最大法作直交轉軸，以解釋各因素的內 涵。
1. 內部顧客導向之因素分析
內部顧客導向共13個問項，首先進行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢定 與Bartlett 球形檢定，以檢定選取資料是否適合做因素分析，當KMO > 0.8 表示此組資料進行因素分析是適合的（陳順宇，2004），而由下表4.2可知，
內部顧客導向之KMO 值為0.913，而Bartlett 球形檢定亦為顯著（小於 0.05），顯示資料十分適合進行因素分析。之後萃取2個因素，累積解釋變 異量為67.517%，如表4.2所示。
表4.2內部顧客導向問項因素分析
題號 因素一 因素二
5 0.841
6 0.803
1 0.756
13 0.698
2 0.650
4 0.613
3 0.607
8 0.594
7 0.585
9 0.871
12 0.799
10 0.723
11 0.721
特徵值 7.776 1.002
累積解釋變異量 59.813% 67.517%
Bartlett 球形檢定 0.000
KMO 值 0.913
2.2.
2.2. 工作滿足之因素分析
工作滿足共9個問項，同樣進行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢定與Bartlett 球形檢定，內部顧客導向之KMO 值為0.911，而Bartlett 球形檢定亦為顯著
（小於0.05），顯示資料十分適合進行因素分析。之後萃取2個因素，累積 解釋變異量為83.273%，如表4.3所示。
表4.3工作滿足問項因素分析
題號 因素一 因素二
9 0.906
8 0.893
7 0.876
6 0.865
5 0.883
4 0.849
3 0.939
2 0.766
1 0.654
特徵值 6.374 1.002
累積解釋變異量 70.821% 83.273%
Bartlett 球形檢定 0.000
KMO 值 0.911
3.
3.
3.
3. 組織承諾之因素分析
組織承諾共10個問項，同樣進行KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢定與 Bartlett 球形檢定，內部顧客導向之KMO 值為0.951，而Bartlett 球形檢定 亦為顯著（小於0.05），顯示資料十分適合進行因素分析。之後萃取1個因 素，累積解釋變異量為78.944%，如表4.4所示。
表4.4組織承諾問項因素分析
題號 因素一
7 0.926
10 0.915
5 0.914
8 0.894
2 0.893
3 0.890
6 0.885
9 0.884
4 0.882
1 0.795
特徵值 7.894
累積解釋變異量 78.944
Bartlett 球形檢定 0.000
KMO 值 0.951
4.
4.
4.
4. 組織績效之因素分析
以 平 衡 計 分 卡 分 為 4 構 面 共 27 個 問 項 ， 同 樣 進 行 KMO
（Kaiser-Meyer-Olkin）檢定與Bartlett 球形檢定，內部顧客導向之KMO 值 為0.932，而Bartlett 球形檢定亦為顯著（小於0.05），顯示資料十分適合進 行因素分析。之後萃取4個因素，累積解釋變異量為76.609%。
第三第三
第三第三節節節節 信效度分析信效度分析信效度分析 信效度分析
1.信度分析
問卷題項中內部顧客導向為13題，工作滿足為9題，組織承諾為10題，
組織績效為27題，各變數之Cronbach’s α值如表4-3所示。內部顧客導向 Cronbach’s α 值 為 0.941 ； 工 作 滿 足 Cronbach’s α 值 為 0948 ； 組 織 承 諾 Cronbach’s α值為0969；組織績效包含四個構面，財務構面之Cronbach’s α 值為0.939，顧客構面之Cronbach’s α值為0.907，內部流程構面之Cronbach’s α值為0.936，學習成長構面之Cronbach’s α值為0.987。依衡量信度準則，
本研究的問卷題項為高信度，如表4.5所示。
表 4.5 研究變數信度
變數 Cronbach's Alpha 值
內部顧客導向 0.941
工作滿足 0.948
組織承諾 0.969
財務 0.939
顧客 0.907
內部流程 0.954
績 效
學習成長 0.936
總體信度 0.928
2.效度分析
問卷效度（Validity）係指問卷之有效程度，亦即能夠真正衡量變數性 質之程度，內容校度（content）係指問卷內容的適切性，亦即涵蓋研究主
題的程度。只要問卷題項來自於理論基礎、實證經驗、邏輯推理、專家共 識等，且經過事前預試，就具有合理的內容效度（周文賢，2002）。本研 究之問卷題項為依據學者及專家之研究結果，故本研究之問卷具內容效度。
第四第四
第四第四節節節節 相關相關相關分析相關分析分析 分析
本研究使用SPSS12.0軟體進行分析，提供各衡量變數之平均值、標準差 與相關係數矩陣如表4.6、4.7所示，各衡量變數之間均有顯著相關，適宜進 行後績分析。
表4.6各構面敘述統計分析
變數名稱 題數 平均數 標準差
內部顧客導向 13 4.2726 0.6218 工作滿足 9 4.1804 0.9023 組織承諾 10 4.1682 0.7468 組織績效 27 4.2755 0.5879 表4.7變數間相關係數分析
內部顧客導向 工作滿足 組織承諾 績效 內部顧客導向 1
工作滿足 0.779** 1
組織承諾 0.793** 0.878** 1
組織績效 0.788** 0.835** 0.853** 1
** 表示p＜0.01
第五第五
第五第五節節節節 變異數變異數變異數分析變異數分析分析 分析
1. 內部顧客導向、工作滿足、組織承諾對經營績效
表4.8內部顧客導向、工作滿足、組織承諾對經營績效變異數分析
模式 平方和 自由度 平均平方和 F 值 P 值 Regression 90.486 3 30.162 455.671 .000 Residual 21.182 320 0.066 1
Total 111.668 323
依變數：經營績效
預測變數：內部顧客導向，工作滿足，組織承諾，常數
由表4.8可知，F值達顯著表示模式具有統計解釋意義，內部顧客導向、
工作滿足、組織承諾,對於經營績效有顯著影響效果，即表示公司經由內部 顧客導向、工作滿足、組織承諾可有效提昇組織之經營績效。
2.內部顧客導向對工作滿足
表4.9內部顧客導向對工作滿足變異數分析
模式 平方和 自由度 平均平方和 F 值 P 值 Regression 141.506 1 141.506 374.996 .000 Residual 121.507 322 0.377 2
Total 263.013 323
由表4.9可知，F值達顯著表示模式具有統計解釋意義，內部顧客導向對 於工作滿足有顯著影響效果，即表示公司經由內部顧客導向可有效提昇員 工之工作滿足。
3.內部顧客導向對組織承諾
表4.10內部顧客導向對組織承諾變異數分析
模式 平方和 自由度 平均平方和 F 值 P 值 Regression 119.154 1 119.154 629.089 .000 Residual 60.989 322 0.189 3
Total 180.143 323
由表4.10可知，F值達顯著表示模式具有統計解釋意義，內部顧客導向 對於組織承諾有顯著影響效果，即表示公司經由內部顧客導向可有效提昇 員工之組織承諾。
4.工作滿足對組織承諾
表4.11工作滿足對組織承諾變異數分析
模式 平方和 自由度 平均平方和 F 值 P 值 Regression 113.431 1 113.431 547.501 .000 Residual 66.712 322 0.207 4
Total 180.143 323
由表4.11可知，F值達顯著表示模式具有統計解釋意義，工作滿足對於 組織承諾有顯著影響效果，即表示公司經由工作滿足可有效提昇員工之組 織承諾。
第六第六
第六第六節節節節 迴歸迴歸迴歸分析迴歸分析分析 分析
迴歸模式分為方程式與假設兩種構成要素。如果假設成立，則迴歸模式 具有統計上的意義，若不成立則迴歸模式不需再討論。由於本研究設計的
資料抽樣係屬隨機抽樣，所以資料係屬於橫斷面資料，故獨立性假定已成
表4.14 經營績效之共線性診斷表
變異數比例 維度 特徵值 條件指標
常數 內部顧客導向 工作滿足 組織承諾
1 3.964 1 0 0 0 0
2 0.024 12.933 0.23 0.02 0.51 0 3 0.008 22.182 0.76 0.32 0.3 0.13 4 0.004 29.931 0.01 0.67 0.19 0.87
表4.15 經營績效之殘差分析檢定表
樣本編號 標準殘差 績效 預測值 殘差
88 3.043 5.00 4.2172 0.78279 167 3.464 4.15 3.2570 0.89119 211 3.043 5.00 4.2172 0.78279 290 3.464 4.15 3.2570 0.89119 殘差分析檢定:樣本編號第 88、167、211、290 為極端值，剔除有助於 模式解釋力提升。
經過上述迴歸診斷後，表示迴歸模式符合 Pedhazur(1997)所提出的重要 基本假設，因此避免統計偏誤的產生，故方可進行迴歸模式的評判與解釋。
根 據 變 異 數 分 析 的 結 果 ， 指 出 整 體 迴 歸 模 式 的 效 果 達 顯 著 水 準 (F 值
=455.671，P 值=0.000<.001)，表示整體迴歸模式具有統計上的意義(表)，
其調整後的判定係數為 0.809，表示其整體模式的解釋力高達 80.9%，即表 示迴歸模式中的預測變數(內部顧客導向、工作滿足、組織承諾)對於依變數 (經營績效)的有效解釋變異量為 80.9%。
(2)文獻驗證假設結果
H1 假設與其他學者之研究相符合。內部顧客導向對經營績效有顯著正 向影響。故本研究假設成立。
H5 假設經過本研究之分析結果，未達顯著效果，工作滿足對經營績效
表4.18 工作滿足之共線性診斷表
變異數比例 維度 特徵值 條件指標
常數 內部顧客導向 1 1.99 1 0.01 0.01 2 0.01 13.834 0.99 0.99
共線性檢定:模式整體共線性CI值小於30，個別變數顧客導向VIF皆小於 10。無共線性問題存在。
表4.19 工作滿足之殘差分析檢定表
樣本編號 標準殘差
工作
滿足 預測值 殘差
192 9.118 10.56 4.9546 5.60092 315 9.118 10.56 3.9546 5.60092
殘差分析檢定:樣本編號第 192、315 為極端值，剔除有助於模式解釋力 提升。
經過上述迴歸診斷後，表示迴歸模式符合 Pedhazur(1997)所提出的重要 基本假設，因此避免統計偏誤的產生，故方可進行迴歸模式的評判與解釋。
根 據 變 異 數 分 析 的 結 果 ， 指 出 整 體 迴 歸 模 式 的 效 果 達 顯 著 水 準 (F 值
=374.996，P 值=0.000<.001)，表示整體迴歸模式具有統計上的意義(表)，
其調整後的判定係數為 0.537，表示其整體模式的解釋力高達 53.7%，即表
示迴歸模式中的預測變數(內部顧客導向)對於依變數(工作滿足)的有效解釋
內部顧
客導向 0.977 0.039 0.813 25.082 0.000 0.900 1.053 0.813
依變數：組織承諾
表4.22 組織承諾之共線性診斷表
變異數比例 維度 特徵值 條件指標
常數 內部顧客導向 1 1.99 1 0.01 0.01 2 0.1 13.834 0.99 0.99
共線性檢定:模式整體共線性CI值小於30，個別變數顧客導向VIF皆小於 10。無共線性問題存在。
表4.23 組織承諾之殘差分析檢定表
樣本編號 標準殘差
組織
承諾 預測值 殘差
2 -3.221 2.5 3.9020 -1.40201 50 -3.398 3.4 4.8787 -1.47869 59 -4.083 2.2 3.9771 -1.77714
殘差分析檢定:樣本編號第 2、50、59 為極端值，剔除有助於模式解釋 力提升。
經過上述迴歸診斷後，表示迴歸模式符合 Pedhazur(1997)所提出的重要 基本假設，因此避免統計偏誤的產生，故方可進行迴歸模式的評判與解釋。
根 據 變 異 數 分 析 的 結 果 ， 指 出 整 體 迴 歸 模 式 的 效 果 達 顯 著 水 準 (F 值
=629.089，P 值=0.000<.001)，表示整體迴歸模式具有統計上的意義(表)，
其調整後的判定係數為 0.660，表示其整體模式的解釋力高達 66%，即表示
誤
常數 1.423 0.120 11.855 0.000 1.187 1.659 工作
滿足 0.657 0.028 0.794 23.399 0.000 0.601 0.712 0.794
依變數：組織承諾
表4.26 工作滿足對組織承諾之共線性診斷表
變異數比例 維度 特徵值 條件指標
常數 內部顧客導向
常數 內部顧客導向