A two-step approach was performed t

A two-step approach was performed to assess the measurement quality of the constructs and test the proposed model and related re- search hypotheses (Anderson & Gerbing, 1988). In the first stage, a confirmatory factor analysis (CFA) was performed to assess the mea- surement model of the constructs, using 11 latent variables, with 62 indicators. In the second stage, a series of structural path models were fitted to test the research hypotheses.
Based on the results of the CFA, the hypothesized measurement re- lationships and the reliability and discriminant validity of the constructs were tested. After deleting poorly loaded items, the confirmatory factor model fit the data well. The chi-square (df) was 1222.066 (472), the comparative fit index (CFI) was .981, and the root mean squared error approximation (RMSEA) was .0651.

To access the potential common method bias, we applied the “MV”
market method and used a scale theoretically unrelated to at least one scale in the analysis as the MV market, which offered a proxy for com- mon method variance (Lindell & Whitney, 2001). We used a five-item scale that measured the subject's perceived family meal importance (Putrevu & Ratchford, 1997; Cronbach's α = 0.77) and selected the lowest positive correlation (r = 0.003) between MV market and other variables to adjust the construct correlation and statistical significance (Lindell & Whitney, 2001). None of the significant correlations became insignificant after adjustment (see Table 2). Therefore, common method bias was unlikely to be a serious concern.

4.2. Overall fit of the hypothesized structural model

Using structural equation modeling with LISREL 8.7 (Jöreskog & Sörbom, 1996), hypotheses were tested. The overall fit of this model was good. The chi-square (df) was 966.961 (361), and other indicators of fit, normed fit index (NFI), non-normed fit index (NNFI), comparative fit index (CFI), and incremental fit index (IFI) were .966, .975, .978 and
.978; root mean square error of approximation (RMSEA) was 0.063 and standardized root mean square residual (SRMR) was 0.07. Parameter estimates are reported in Table 3 and discussed below (Table 4).

Kết quả (Việt) 1:

Một cách tiếp cận hai bước đã được thực hiện để đánh giá chất lượng đo lường của các cấu trúc và kiểm tra các mô hình đề xuất và giả thuyết tái tìm kiếm liên quan (Anderson & Gerbing, năm 1988). Trong giai đoạn chính, một phân tích yếu tố confirmatory (CFA) được thực hiện để đánh giá các mô hình mea-nổi của cấu trúc, bằng cách sử dụng 11 tiềm ẩn biến, với các chỉ số 62. Trong giai đoạn thứ hai, một loạt các mô hình kết cấu đường dẫn đã là fitted để thử nghiệm giả thuyết nghiên cứu.Dựa trên kết quả CFA, gan giả thuyết đo lường re-lationships và độ tin cậy và biệt thức tính hợp lệ của các cấu trúc đã được thử nghiệm. Sau khi xóa kém tải mục, confirmatory yếu tố mô hình fit dữ liệu tốt. Chi-vuông (df) là 1222.066 (472), chỉ số so sánh fit (CFI) là.981, và xấp xỉ có nghĩa là lỗi bình phương gốc (RMSEA) là.0651.Để truy cập vào thiên vị phương pháp phổ biến tiềm năng, chúng tôi áp dụng "MV"thị trường phương pháp và sử dụng một quy mô về lý thuyết không liên quan đến các quy mô ít nhất một trong các phân tích như thị trường MV, cung cấp một proxy cho phương sai phương pháp com-mon (Lindell & Whitney, 2001). Chúng tôi sử dụng một quy mô five-mục đo của đối tượng cảm nhận bữa ăn gia đình tầm quan trọng (Putrevu & Ratchford năm 1997; Cronbach của α = 0,77) và chọn các mối tương quan tích cực thấp nhất (r = 0.003) giữa thị trường MV và các biến khác để điều chỉnh xây dựng mối tương quan và thống kê significance (Lindell & Whitney, 2001). Không ai trong số các mối tương quan significant trở thành insignificant sau khi điều chỉnh (xem bảng 2). Vì vậy, thiên vị phương pháp phổ biến là dường như không là một mối quan tâm nghiêm trọng.4.2. tổng thể fit của các mô hình cấu trúc gan giả thuyếtSử dụng cấu trúc phương trình mô hình hóa với LISREL 8.7 (Jöreskog & Sörbom, 1996), giả thuyết đã được thử nghiệm. fit tổng thể của mô hình này là tốt. Chi-vuông (df) là 966.961 (361), và các chỉ số khác của fit, fit không index (NFI), chỉ số phòng không dẫn fit (NNFI), chỉ số so sánh fit (CFI), và gia tăng fit chỉ số (IFI) là.966,.975,.978 và. 978; gốc có nghĩa là quảng trường lỗi xấp xỉ (RMSEA) đã là 0.063 và tiêu chuẩn hóa gốc có nghĩa là quảng trường dư (SRMR) là 0,07. Ước tính tham số được báo cáo trong bảng 3 và thảo luận dưới đây (bảng 4).

Kết quả (Việt) 2:

Một cách tiếp cận hai bước đã được thực hiện để đánh giá đo lường chất lượng của các cấu trúc và kiểm tra các mô hình đề xuất và giả thuyết lại tìm kiếm liên quan (Anderson & Gerbing, 1988). Trong giai đoạn đầu tiên kinh, một con fi phân tích nhân tố rmatory (CFA) đã được thực hiện để đánh giá các mô hình surement đo lường mức độ của các cấu trúc, sử dụng 11 biến ẩn, với 62 chỉ tiêu. Trong giai đoạn thứ hai, một loạt các mô hình cấu trúc đường dẫn là fi tted để kiểm tra các giả thuyết nghiên cứu.
Dựa trên các kết quả của CFA, lationships đo đưa ra giả thuyết lại và độ tin cậy và phân biệt tính hợp lệ của các cấu trúc đã được thử nghiệm. Sau khi xóa các mặt hàng kém nạp, các con fi mô hình nhân tố rmatory fi t dữ liệu tốt. Các chi-square (df) là 1.222,066 (472), chỉ số so sánh fi t (CFI) là 0,981, và gốc có nghĩa là xấp xỉ lỗi bình phương (RMSEA) là 0,0651. Để truy cập vào các phương pháp phổ biến sai lệch tiềm ẩn, chúng tôi áp dụng " MV "phương pháp thị trường và sử dụng một quy mô về mặt lý thuyết liên quan đến ít nhất một quy mô trong phân tích là thị trường MV, trong đó cung cấp một proxy cho com- mon phương pháp phương sai (LINDELL & Whitney, 2001). Chúng tôi sử dụng một fi ve-mục quy mô đo bữa ăn gia đình nhận thức tầm quan trọng của đối tượng (Putrevu & Ratchford, 1997; α Cronbach của = 0,77) và chọn tương quan thấp nhất dương (r = 0,003) giữa thị trường MV và các biến khác để điều chỉnh các mối quan hệ xây dựng và thống kê fi cance trọng yếu (LINDELL & Whitney, 2001). Không ai trong số các fi tương quan không thể trở thành trọng yếu insigni fi cant sau khi điều chỉnh (xem Bảng 2). Do đó, phương pháp thiên vị phổ biến là không phải là một mối quan tâm nghiêm trọng. 4.2. Nhìn chung fi t của các mô hình cấu trúc đưa ra giả thuyết Sử dụng mô hình phương trình cấu trúc với LISREL 8,7 (Jöreskog & Sörbom, 1996), các giả thuyết đã được thử nghiệm. Các fi t tổng thể của mô hình này là tốt. Các chi-square (df) là 966,961 (361), và các chỉ số khác của fi t, định chuẩn fi t index (NFI), không định chuẩn fi t index (NNFI), so sánh fi t index (CFI), và gia tăng fi chỉ số t (IFI) là 0,966, 0,975, 0,978 và 0,978; gốc có nghĩa là lỗi vuông xấp xỉ (RMSEA) là 0,063 và gốc chuẩn có nghĩa là hình vuông còn lại (SRMR) là 0,07. Ước lượng tham số được báo cáo trong Bảng 3 và thảo luận dưới đây (Bảng 4).