階層迴歸分析

在進行迴歸分析前，先檢測自變項間是否存在共線性問題，若存在線性重合

本研究係以變異數膨脹因子(variance inflation factor, VIF)檢測自變項間是否具線 性重合的問題，若 VIF 大於 10，則表示自變項間存在高度共線性(Kamstra &

Kennedy, 1998)。檢視分析資料，本研究所有自變項之 VIF 均小於 10，故可判斷 迴歸模式的共線性問題應屬可接受水準。接著，為了檢驗正向情感、先前知識、

創造力與警覺性對組織創新之影響效果，本研究利用階層迴歸分析，以驗證研究 假說。以下將分別說明階層迴歸分析之結果：

一、正向情感與先前知識對於創造力之影響

在表 4-6 中，以創造力為依變項，在模式 1 中先置入控制變項，再於模式 2 置入自變項。此目的在於先將其他可能影響依變項的因素(性別、年齡、年資以 及公司規模)放入迴歸模式中，再進一步驗證本研究所關注的自變項所造成的效 果與解釋力，此將使得模式 2 中的自變項影響效果與解釋力更為準確。

根據表 4-6 所示，模式 2 (F＝46.572, p＜.001)的 F 值與顯著性皆高於模式 1 (F

＝.710, p＞.05)，而且模式 2 的 R²為.741，且△R²為.717，此結果顯示，與模式 1 相比，正向情感與先前知識(市場知識、創業知識 )的加入具有增加效度 (incremental validity)，對於創造力具有預測與解釋能力。由模式 1 可知，在依變 項為創造力的模式中，控制變項皆無顯著影響效果；然而，在模式 2 置入正向情 感與先前知識(市場知識、創業知識)後，控制變項依然無顯著影響效果，但是正 向情感對於創造力之影響呈現顯著的正向關係(β＝.501, p＜.001)，此表示個人的 正向情感有助於其創造力的提升，亦即假說 1 獲得支持。此外，在模式 2 中，創 業知識對於創造力之影響也呈現顯著的正向關係(β＝.446, p＜.001)，而市場知識 對於創造力的影響效果為正向(β＝.034)，但不顯著；故實證結果顯示，假說 2 獲 得部分支持。

表 4-6 正向情感、先前知識與創造力之階層迴歸分析表

註：樣本數 n=122；*p <.05：**p<.01；***p<.001

二、正向情感與先前知識對於警覺性之影響 覺性之影響也都呈現顯著的正向關係(β＝.136, p＜.05; β＝.385, p＜.001)，此代表 個人的先前知識(市場知識、創業知識)有助於其警覺性的提升；換言之，假說 4 亦獲得支持。

表 4-7 正向情感、先前知識與警覺性之階層迴歸分析表

註：樣本數 n=122；*p <.05：**p<.01；***p<.001

三、創造力與警覺性對於組織創新之影響

此外，依據表 4-8 的模式 2 可知，創造力對於躍進式創新之影響呈現顯著的 正向關係(β＝.388, p＜.05)，此表示個人的創造力有助於提升躍進式創新，但從 模式 4、模式 6 以及模式 8 中發現，創造力對於管理創新、策略創新以及行為創 新皆無顯著影響效果(β＝.064, p＞.05; β＝.083, p＞.05; β＝.004, p＞.05)；換言之，

假說 5 獲得部分支持。

最後，由表 4-8 的模式 2 可知，警覺性對於躍進式創新並無顯著影響效果(β

＝.237, p＞.05)；然而，從模式 4、模式 6 以及模式 8 的結果可知，警覺性對於管 理創新、策略創新與行為創新之影響呈現顯著的正向關係(β＝.675, p＜.001; β

＝.720, p＜.001; β＝.731, p＜.001)，此代表個人的警覺性有助於提升管理創新、

策略創新以及行為創新；因此，實證結果顯示，假說 6 獲得部分支持。

註：樣本數 n=122；*p <.05：**p<.01；***p<.001

四、創造力與警覺性之中介效果

本研究在中介效果的檢驗上，依循 Baron and Kenny (1986)所提出之方式進 行檢驗，即若自變項和依變項之間存在中介變項，則必須同時滿足下列四個條件：

(1)自變項和中介變項呈現顯著關係；(2)中介變項和依變項呈現顯著關係；(3)自 變項和依變項呈現顯著關係；(4)加入中介變項後，自變項和依變項之間的直接 關係係數會降低，或是降為不顯著。

首先，由前述表 4-6 之模式 2 以及表 4-7 之模式 2 可知，自變項(正向情感、

先前知識)對於中介變項(創造力、警覺性)之關係，除了市場知識對於創造力無 顯著影響外，其餘(即正向情感對於創造力、創業知識對於創造力、正向情感對 於警覺性、市場知識對於警覺性以及創業知識對於警覺性之關係)皆呈現正向顯 著影響(滿足條件一)，故先排除市場知識與創造力之間具有中介效果。

其次，由前述表 4-8 之模式 2、模式 4、模式 6 以及模式 8 可知，中介變項(創 造力、警覺性)對於依變項(組織創新)之關係，即創造力對於組織創新之躍進式 創新呈現正向顯著影響，而警覺性對於組織創新之管理創新、策略創新、行為創 新呈現正向顯著影響(滿足條件二)；然而，創造力對於組織創新之管理創新、策 略創新、行為創新無顯著影響效果，且警覺性對於組織創新之躍進式創新亦無顯 著影響效果；換言之，排除了創造力與管理創新、策略創新、行為創新之間具有 中介效果，也排除警覺性與躍進式創新之間具有中介效果。

此外，由表 4-9 之模式 2、模式 5、模式 8 以及模式 11 可知，自變項(正向 情感、先前知識)對於依變項(組織創新)之關係。在模式 2 中，正向情感對於躍 進式創新之影響呈現顯著的正向關係(β＝.294, p＜.01)，而且先前知識(市場知識、

創業知識)對於躍進式創新之影響亦呈現顯著的正向關係(β＝.202, p＜.05; β

＝.305, p＜.01)(滿足條件三)。在模式 5 中，正向情感對於管理創新之影響呈現 顯著的正向關係(β＝.466, p＜.001)，而且創業知識對於管理創新之影響亦呈現顯

著的正向關係(β＝.299, p＜.01) (滿足條件三)。在模式 8 中，正向情感對於策略 創新之影響呈現顯著的正向關係(β＝.486, p＜.001)，而且市場知識對於策略創新 之影響亦呈現顯著的正向關係(β＝.285, p＜.001)(滿足條件三)。在模式 11 中，

正向情感對於行為創新之影響呈現顯著的正向關係(β＝.412, p＜.001)，而且先前 知識(市場知識、創業知識)對於行為創新之影響亦呈現顯著的正向關係(β＝.191, p＜.05; β＝.254, p＜.01) (滿足條件三)。

最後，從表 4-9 之模式 3、模式 6、模式 9 以及模式 12，當同時置入自變項(正 向情感、先前知識)與中介變項(創造力、警覺性)後可知：(1)創造力對於躍進式 創新並無顯著影響效果(β＝.222, p＞.05)，因此可直接判定創造力在正向情感、

先前知識以及躍進式創新間並不具有中介效果。(2)警覺性對於管理創新呈現顯 著的正向關係(β＝.479, p＜.01)，而且正向情感之迴歸係數與顯著性由 β＝.466 (p

＜.001)下降為 β＝.271 (p＜.05)、創業知識之迴歸係數與顯著性由 β＝.299 (p＜.01)

下降為 β＝.153 (p＞.05)，故可驗證警覺性在正向情感、創業知識以及管理創新

間具有中介效果。(3)警覺性對於策略創新呈現顯著的正向關係(β＝.543, p＜.001)，

而且正向情感之迴歸係數與顯著性由β＝.486 (p＜.001)下降為 β＝.167 (p＞.05)、

市場知識之迴歸係數與顯著性由β＝.285 (p＜.001)下降為 β＝.207 (p＜.01)，故可 驗證警覺性在正向情感、市場知識以及策略創新間具有中介效果。(4)警覺性對 於行為創新呈現顯著的正向關係(β＝.512, p＜.01)，而且正向情感之迴歸係數與 顯著性由β＝.412 (p＜.001)下降為 β＝.207 (p＞.05)、市場知識之迴歸係數與顯著 性由β＝.191 (p＜.05)下降為 β＝.124 (p＞.05)、創業知識之迴歸係數與顯著性由 β

＝.254 (p＜.01)下降為 β＝.101 (p＞.05)，故可驗證警覺性在正向情感、先前知識 以及行為創新間具有中介效果。

表 4-9 情感、先前知識、創造力、警覺性與組織創新之階層迴歸分析表 依變項

自變項

躍進式創新 管理創新 策略創新 行為創新

模式 1 模式 2 模式 3 模式 4 模式 5 模式 6 模式 7 模式 8 模式 9 模式 10 模式 11 模式 12 控制變項

性別 -.131 -.009 -.011 -.099 .009 .000 -.160 -.030 -.043 -.047 .075 .066 年齡 .038 .083 .081 -.081 -.058 -.054 -.018 .012 .015 .022 .056 .060 年資 -.061 -.126 -.132 .030 -.032 -.030 .051 -.007 -.011 .012 -.051 -.049 公司規模 .010 -.031 -.023 -.005 -.063 -.051 .013 -.059 -.034 .109 .053 .066 正向情感 .294^** .231 .466^*** .271^* .486^*** .167 .412^*** .207 先前知識

市場知識 .202^* .208^* .077 .014 .285^*** .207^** .191^* .124 創業知識 .305^** .242^* .299^** .153 .125 -.128 .254^** .101

創造力 .222 -.086 .099 -.097

警覺性

R² .022 .460

-.096

.468 .015 .532

.479^**

.575 .030 .600

.543^***

.692 .020 .531

.512^**

.580

△R² .438 .008 .517 .043 .570 .092 .511 .049

F .651 13.858^*** 10.928^*** .432 18.518^*** 16.856^*** .891 24.431^*** 27.899^*** .589 18.434^*** 17.163^***

註：樣本數 n=122；*p <.05：**p<.01；***p<.001

本研究至此，將所有的研究假說與驗證結果整理如表 4-10 所示。

表 4-10 假說檢定結果

研究假說 實證結果

假說 1：個人的正向情感對其創造力有正向顯著的影響 支持 假說 2：個人的先前知識對其創造力有正向顯著的影響 部分支持 假說 3：個人的正向情感對其警覺性有正向顯著的影響 支持 假說 4：個人的先前知識對其警覺性有正向顯著的影響 支持 假說 5：個人的創造力對於組織創新有正向顯著的影響 部分支持 假說 6：個人的警覺性對於組織創新有正向顯著的影響 部分支持

第六節 討論與發現

本研究目的主要在檢驗創業家個人的前置因素(正向情感與先前知識)與機 會辨識能力(創造力與警覺性)之間的關係，並進一步驗證對於組織創新之影響。

經由統計分析後，本研究將從正向情感對於創造力之影響、先前知識對於創造力 之影響、正向情感對於警覺性之影響、先前知識對於警覺性之影響、創造力對於 組織創新之影響以及警覺性對於組織創新之影響等六方面分別討論，並說明本研 究發現。

一、正向情感對於創造力之影響

過去研究認為，創造力特別容易受情感的影響，是因為情感導致某種認知的 變化，而引發創造力(Amabile et al., 2005; Isen 2001)，而依據 Mittal and Ross (1998) 的論點，個人在正向情感下較不容易受限於決策的框架，因而能使人們沉著冷靜，

創造出更多的思考空間。由本研究假說 1 的實證結果可知，個人若處於正向情感 下，則將有助於提升其創造力，此研究結果可呼應 Ward (2004)、George and Zhou (2007)以及 Baron (2011)之結論，顯示個人若所感受到的是幹勁十足、全神貫注 與樂在其中之程度愈高，則愈能認知到問題與解決方案之間的關係，進而產生新

整體來說，此研究結果符合本研究預期。從研究結果中，本研究發現對於創 業家一手所創立的事業會刺激個人達成其動機或目標，進而引發創業家的正向情 感，而正向情感確實會影響創業家的認知與思考模式，此乃有助於延伸或結合現 存的認知架構，產生先前未被發現的新想法，並促使個人發掘對的解決方法，產 生好的創造力組合。

二、先前知識對於創造力之影響

過去研究認為，先前知識對於個人認知有重要之影響，個人經由各自背景與 經歷所累積的資訊存量，能產生不同的心智模式，此將成為認知到問題與解決方 案之間關係的框架(Baron, 2006)，且依據 Amabile (1998)的論點，相關領域的專 業知識是事業創造力的組成要素之一；因此，對於創業家而言，若個人擁有相關 市場知識與創業知識，則將會提升事業創造力之展現。由本研究假說 2 的實證結 果可知，個人的創業知識是有助於提升其創造力，但個人的市場知識對其創造力 並無顯著影響效果，此結果與過去研究(例如 Chen & Lin, 2004; Drucker, 2002)之 結論並非完全一致，顯示創業家若具備相關的創業知識，則會促使個人在事業中 產生新奇的想法以及完整的解決方案，因而有助於事業創造力之提升；然而，創

過去研究認為，先前知識對於個人認知有重要之影響，個人經由各自背景與 經歷所累積的資訊存量，能產生不同的心智模式，此將成為認知到問題與解決方 案之間關係的框架(Baron, 2006)，且依據 Amabile (1998)的論點，相關領域的專 業知識是事業創造力的組成要素之一；因此，對於創業家而言，若個人擁有相關 市場知識與創業知識，則將會提升事業創造力之展現。由本研究假說 2 的實證結 果可知，個人的創業知識是有助於提升其創造力，但個人的市場知識對其創造力 並無顯著影響效果，此結果與過去研究(例如 Chen & Lin, 2004; Drucker, 2002)之 結論並非完全一致，顯示創業家若具備相關的創業知識，則會促使個人在事業中 產生新奇的想法以及完整的解決方案，因而有助於事業創造力之提升；然而，創