如研究方法中所述，為了明確觀測變量的內部結構，驗證相關測度題項的合理性，需要對各變量進行探索性因子分析，并在此基礎上做驗證性因子分析。對于同一批次回收的調查問卷數(shù)據(jù)，較為合理的做法是先用隨機抽取的部分數(shù)據(jù)進行探索性因子分析，然后再用剩余的問卷數(shù)據(jù)做驗證性因子分析。關于進行探索性因子分析所需的最低樣本容量要求，理論界一般認為，樣本容量為變量數(shù)的5—10倍，或者樣本容量達到變量中最大題項數(shù)的5—10倍即可（吳明隆，2009）。本次因子分析中需要處理的最多變量數(shù)為4，變量的最多題項數(shù)為24，150份的樣本即可較好滿足要求。因此，本研究從339份有效問卷中隨機提取了150樣本來進行探索性因子分析。

一、洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型

首先，檢驗各題項之間的內部一致性，對洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型各個因子進行信度分析，以Cronbach'sα系數(shù)和題項對總體的相關系數(shù)值（CITC）為指標，分別檢驗各個因子的信度值，結果如表7-2所示。從表7-2中可以看出，洞察力主導的戰(zhàn)略變革各因子的Cronbach'sα系數(shù)均大于0．7，各變量的題項—總體相關系數(shù)均大于0．35，并且刪除任何一個題項后Cronbach'sα系數(shù)都將降低。可見，洞察力主導的戰(zhàn)略變革各變量的題項之間具有較好的內部一致性。這說明洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型量表的信度較好。

表7-2　洞察力主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析樣本的信度檢驗（N＝150）

接下來，對洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型量表進行效度檢驗，主要是結構效度檢驗，包括聚合效度和區(qū)分效度。在對洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型三個維度戰(zhàn)略定位、戰(zhàn)略關聯(lián)與戰(zhàn)略理念進行因子提取之前，先進行樣本充分性檢驗，即樣本充分性KMO（Kaiser Meye－Olykin）測試系數(shù)檢測和巴特萊特球體檢驗（Bartlett Test of Sphericity），判斷是否可以進行因子分析。通常認為，KMO值在0．5以上，巴特萊特球體檢驗的顯著性概率小于0．01，可以作因子分析（馬慶國，2002）。以洞察力為主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析的KMO樣本測度和Bartlett球體檢驗結果如表7-3所示，KMO值為0．861，說明很適合做因子分析，并且Bartlett統(tǒng)計值的顯著性概率為0．000，遠小于通常0．01的標準。由此可見，洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型各測量指標數(shù)據(jù)很適合進行因子分析。

表7-3　洞察力主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析樣本的KMO和Bartlett球體檢驗（N＝150）

隨后對洞察力主導的戰(zhàn)略變革進行探索性因子分析，采用主成分提取因子，按特征根大于1、最大因子載荷大于0．5的選擇標準提取因子。結果如表7-4所示，總共提取出了三個特征根大于1的因子，三個因子的累積解釋方差為71．181%，戰(zhàn)略定位、戰(zhàn)略關聯(lián)和戰(zhàn)略理念三個變量的題項均根據(jù)預期分別歸入了某一因子，各個題項的因子載荷都符合大于0．5的要求，說明題項聚合效度良好。表7-5為洞察力主導戰(zhàn)略變革類型的三個構面之間的相關系數(shù)。這三個構面的相關系數(shù)95%的置信區(qū)間為（0．557，0．723）、（0．707，0．831）、（0．634，0．762），都不包括1，這說明戰(zhàn)略定位、戰(zhàn)略關聯(lián)和戰(zhàn)略理念三個構面之間具有一定的區(qū)分效度。由此可見，洞察力主導的戰(zhàn)略變革類型量表通過了探索性因子分析的效度檢驗。

表7-4　洞察力主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析結果（N＝150）

續(xù)　表

注：此為旋轉后的因子載荷矩陣，旋轉方法為方差最大法。已省略各題項小于0．5的因素負荷值。

表7-5　洞察力主導戰(zhàn)略變革類型三個構面的相關系數(shù)

＊　括號內為標準差。

二、執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革類型

首先，檢驗各題項之間的內部一致性，對執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革類型各個因子進行信度分析，結果如表7-6所示。從表7-6中可以看出，題項“獎懲評估與實施戰(zhàn)略的匹配程度發(fā)生變化”雖然CITC值為0．526（大于0．35），但是刪除該題項后的Cronbach'sα系數(shù)有所上升，故將其刪除；其他題項的Cronbach'sα系數(shù)大于0．7，各變量的題項—總體相關系數(shù)大于0．35，并且刪除任何一個題項后Cronbach'sα系數(shù)都將降低，故其他題項均予以保留。調整后的執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革類型量表具有良好信度。

以執(zhí)行力為主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析的KMO樣本測度和Bartlett球體檢驗結果如表7-7所示，KMO值為0．920，說明非常適合做因子分析，并且Bartlett統(tǒng)計值的顯著性概率為0．000，遠小于通常0．01的標準。由此可見，執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革類型各測量指標數(shù)據(jù)很適合進行因子分析。

表7-6　執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析樣本的信度檢驗（N＝150）

續(xù)　表

表7-7　執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析樣本的KMO和Bartlett球體檢驗（N＝150）

隨后對執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革進行探索性因子分析，采用主成分提取因子，按特征根大于1、最大因子載荷大于0．5的選擇標準提取因子。結果如表7-8所示，總共提取出了四個特征根大于1的因子，四個因子的累積解釋方差為70．029%，題項“對戰(zhàn)略計劃可行性的關注程度發(fā)生變化”和“對影響執(zhí)行的干擾因素監(jiān)控程度發(fā)生變化”的因子載荷系數(shù)沒有能夠達到0．5以上，故將這兩個題項予以刪除，其余各題項按照預期歸為戰(zhàn)略共識、戰(zhàn)略協(xié)同、戰(zhàn)略控制和戰(zhàn)略適應四個因子，并且各題項的因子載荷都符合大于0．5的要求，調整后的量表題項聚合效度良好。

表7-8　執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革探索性因子分析結果（N＝150）

注：此為旋轉后的因子載荷矩陣，旋轉方法為方差最大法。各題項小于0．5的因素負荷值已省略。

表7-9為執(zhí)行力主導戰(zhàn)略變革類型的四個構面之間的相關系數(shù)。這四個構面的相關系數(shù)95%的置信區(qū)間分別為（0．675，0．787）、（0．65，0．752）、（0．679，0．779）、（0．652，0．756）、（0．599，0．703）、（0．686，0．784）都不包括1，這說明戰(zhàn)略共識、戰(zhàn)略協(xié)同、戰(zhàn)略控制與戰(zhàn)略適應四個構面之間具有一定的區(qū)分效度。由此可見，執(zhí)行力主導的戰(zhàn)略變革類型量表通過了探索性因子分析的結構效度檢驗。

表7-9　執(zhí)行力主導戰(zhàn)略變革類型四個構面的相關系數(shù)

＊　括號內為標準差。

三、組織創(chuàng)新不同層次特征要素

首先，對組織創(chuàng)新特征要素各因子進行信度分析，以檢驗各題項之間的內部一致性，結果如表7-10所示。從表7-10中可以看出：題項“創(chuàng)新是工作中不可或缺的要素”雖然刪除該項后Cronbach'sα系數(shù)略有降低，但是CITC值為0．311低于0．35；題項“采用直覺的問題解決風格”和“可以自由決定所需要完成的工作”不但CITC值低于0．35，而且刪除題項后Cronbach'sα系數(shù)明顯提高。所以，將“創(chuàng)新是工作中不可或缺的要素”、“采用直覺的問題解決風格”和“可以自由決定所需要完成的工作”三項予以刪除。其他題項的Cronbach'sα系數(shù)均大于0．7，各變量的題項—總體相關系數(shù)均大于0．35，并且刪除任何一個題項后Cronbach'sα系數(shù)都降低，所以保留其他題項。調整后的組織創(chuàng)新特征要素量表具有良好的信度。

組織創(chuàng)新不同層次特征要素的探索性因子分析的KMO樣本測度和Bartlett球體檢驗結果如表7-11所示，KMO值為0．869，說明很適合做因子分析，并且Bartlett統(tǒng)計值的顯著性概率為0．000，遠小于通常0．01的標準。由此可見，組織創(chuàng)新不同層次特征要素的測量指標數(shù)據(jù)很適合進行因子分析。

表7-10　組織創(chuàng)新特征要素探索性因子分析樣本的信度檢驗（N＝150）

表7-11　組織創(chuàng)新特征要素的探索性因子分析樣本的KMO和Bartlett球體檢驗（N＝150）

隨后對組織創(chuàng)新不同層次的特征要素進行探索性因子分析，分析結果如表7-12所示，總共提取出了三個特征根大于1的因子，三個因子的累積解釋方差為60．776%，各題項按照預期歸為個體創(chuàng)新素質與創(chuàng)新傾向、團體創(chuàng)新氛圍、知識型組織三個因子，各個題項的因子載荷都符合大于0．5的要求，說明題項聚合效度良好。表7-13為組織創(chuàng)新特征要素的三個構面之間的相關系數(shù)。這三個構面的相關系數(shù)95%的置信區(qū)間分別為（0．534，0．59）、（0．671，0．731）、（0．704，0．774）都不包括1，這說明個體創(chuàng)新素質與創(chuàng)新傾向、團體創(chuàng)新氛圍與知識型組織三個構面之間具有一定的區(qū)分效度。由此可見，組織創(chuàng)新不同層次特征要素量表通過了探索性因子分析的結構效度檢驗。

表7-12　組織創(chuàng)新特征要素的探索性因子分析結果（N＝150）

注：此為旋轉后的因子載荷矩陣，旋轉方法為方差最大法。已省略各題項小于0．5的因素負荷值。

表7-13　組織創(chuàng)新特征要素三個構面的相關系數(shù)

＊　括號內為標準差。

四、戰(zhàn)略變革效果——組織績效

首先，對戰(zhàn)略變革效果進行信度檢驗，結果如表7-14所示。從表中可以看出，戰(zhàn)略變革效果的Cronbach'sα系數(shù)為0．954，各變量的題項—總體相關系數(shù)均大于0．35，并且刪除任何一個題項后Cronbach'sα系數(shù)都降低。因此，戰(zhàn)略變革效果的題項之間具有較好的內部一致性，說明戰(zhàn)略變革效果評價量表的信度良好。

表7-14　戰(zhàn)略變革效果探索性因子分析樣本的信度檢驗（N＝150）

戰(zhàn)略變革效果探索性因子分析的KMO樣本測度和Bartlett球體檢驗結果如表7-15所示，KMO值為0．933，說明非常適合做因子分析，并且Bartlett統(tǒng)計值的顯著性概率為0．000，遠小于通常0．01的標準。由此可見，評價戰(zhàn)略變革效果的各測量指標數(shù)據(jù)很適合進行因子分析。

表7-15　戰(zhàn)略變革效果探索性因子分析樣本的KMO和Bartlett球體檢驗（N＝150）

通過對戰(zhàn)略變革效果13個題項進行因素分析，總共提取出一個特征根大于1的因子，因子的累積解釋方差為64．395%，因子所包含題項的載荷系數(shù)如表7-16所示，各個題項的因子載荷都符合大于0．5的要求，說明題項聚合效度良好。由此可見，戰(zhàn)略變革效果評價量表通過了探索性因子分析的結構效度檢驗。

表7-16　戰(zhàn)略變革效果的探索性因子分析結果（N＝150）

注：此為旋轉后的因子載荷矩陣，旋轉方法為方差最大法。