結構方程模型分析

(factor loading)

標準化係數平方

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次數 χ2/df GFI RMSEA CFI IFI NFI PGFI PNFI 刪除的題項 1 1.782 0.794 0.84 0.89 0.893 0.785 0.612 0.666 CPF3,CFC2,SC1 2 1.83 0.802 0.87 0.893 0.896 0.795 0.607 0.666 CPF1 3 1.863 0.813 0.89 0.897 0.9 0.806 0.604 0.665 CFD4 4 1.777 0.826 0.84 0.91 0.912 0.819 0.599 0.664 CPI5 5 1.745 0.843 0.082 0.915 0.918 0.826 0.595 0.656 CPI4

表 4-13 淨化過程紀錄表

在淨化過程後，本研究得出了較好的模型配適度，並詳細在(表 4-14)呈現。

在過去研究者建議進行結構方程模型時最多可以考慮七個構面，而本研究一共考 慮了六個構面，是相對複雜的模型。另外在回收問題量上一般要求為 200 份數據 以上方有相對較好的結構方程模型結果，但是本研究題目針對的研究對象母體相 對較小，因此回收的問卷量也未達到 200 份，因此在本研究在 GFI、NFI 未能達 到 0.9 的標準方面，基於本研究模型的複雜度以及數據回收量的考量，將放寬該 兩個指標的要求至 0.8，而本研究模型也有達至通過。

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指標名稱 判斷值 說明 本模型結果

χ2/df ≦5 Schumacker & Lomax (2004) 1.745 GFI ≧ 0.8 Doll, Xia, and Torkzadeh（1994）

認為，當模型所估計的參數變多 時，要達到 0.9 的標準就會有困 難，建議可酌量放寬到 0.8 之標準。

0.843

RMSEA ≦ 0.1 Browne & Cudeck (1993) 0.082 CFI ≧ 0.9 張偉豪（2011） 0.915 IFI ≧ 0.9 張偉豪（2011）黃芳銘（2007） 0.918 NFI ≧ 0.8 Ullman（2001）指出，由於 NFI

在樣本數小的時候會被低估，因此 建議在此情形下，放寬到 0.8 的標 準。

0.826

PGFI ≧ 0.5 Mulaik et al.（1989） 0.595 PNFI ≧ 0.5 Breivik & Olsson (2001) 0.656

表 4-14 模型配適度

二、 假設驗證

本研究模型一共提出了 11 個假設，按照結構方程模型的結果，在本研究中 一共有 5 個假設成立，當中包括溝通管道—正式合約彈性—貨品數量、溝通管 道—正式合約彈性—交貨日期、溝通管道—非正式合約彈性—解約時間點、

合約彈性—貨品數量供應因應需求變動、合約彈性—交貨日期供應因應需求 變動。而這 5 個假設在 P-value 檢定都有少於 0.05。詳細數據可參考表 4-15。

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影響度 P 值 假設編號 是否成立 CPF->CFP 0.254 0.048* H1 是 CPF->CFD 0.413 0.002*** H2 是 CPF->CFC 0.236 0.069 H3 否 CPI->CFP 0.204 0.072 H4 否 CPI->CFD 0.148 0.149 H5 否 CPI->CFC 0.294 0.015* H6 是 CFP->SC 0.228 0.045* H7 是 CFD->SC 0.232 0.047* H8 是 CFC->SC 0.176 0.125 H9 否 CPF->SC 0.131 0.926 H10 否 CPI->SC -0.01 0.307 H11 否

表 4-15 假設結果

三、 分析結果

圖 4-1 結構方程模型結果

在本研究的路徑係數及成立假設可見上方圖 4-1。在分析結果中，我們可以 得知溝通管道—正式有透過合約彈性—貨品數量及合約彈性—交貨日期中介影 響到供應因應需求變動，同時因為溝通管道—正式與供應因應需求變動直接影響 沒有成立，所以假設 H10a 及 H10b 的中介效果是有成立並以完全中介的方式。

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假設編號 是否成立 假設內容

H10a 是 貨品數量彈性對於正式溝通與供應因應需求變動具有中介效應 H10b 是 交貨日期彈性對於正式溝通與供應因應需求變動具有中介效應 H10c 否 解約時間點彈性對於正式溝通與供應因應需求變動具有中介效

應

H11a 否 貨品數量彈性對於非正式溝通與供應因應需求變動具有中介效 應

H11b 否 交貨日期彈性對於非正式溝通與供應因應需求變動具有中介效 應

H11c 否 解約時間點彈性對於非正式溝通與供應因應需求變動具有中介 效應

表 4-16 中介效果假設結果

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