多元迴歸分析

迴歸分析可用來分析自變數與依變數間的預測關係，本節是以多元迴歸模 式，探討在加入負債比率、公司規模做為控制變數後，分別以模型一、模型二及 模型三，分析各變數與經營績效之間的關係，以說明各構面對經營績效產生的影 響，並驗證研究假說。

根據 F 檢定的結果(如表 4-7)，模型一具有顯著的總變異解釋能力(F=4.904, p<0.01)。在模型一中，僅放入控制變數，而負債比率與公司規模兩個變數與經 營績效的多元相關係數為.191，多元相關係數的平方為.037，表示此兩個變數共 可解釋經營績效 3.7%的變異量。其 D-W 值為 1.863，也在合理範圍內，表示誤 差項之間並無自我相關現象存在。負債比率衡量的是債權人所提供的資金中，占 企業總資金的百分比，若企業的負債比例愈高，槓桿程度高，代表投資資金多來 自借款，此對股東的風險相對提高。在迴歸模式中，負債比率對經營績效的影響 為負向且達到顯著(β=-.111, p<0.01)，表示企業負債比率與經營績效呈現反向的關 係。此外，公司規模對經營績效的影響為正向(r=.493)，表示企業的規模愈大，

將對經營績效產生更為正向的效益。

另外，根據 F 檢定的結果(如表 4-7)，模型二具有顯著的總變異解釋能力 (F=4.68, p<0.001)。在模型二中，探討廣告密度、服務比率、製程創新、產品創 新、創新速度、研發密度六個自變項對經營績效的影響。此六個自變項與經營績 效的多元相關係數為.362，多元相關係數的平方為.131，表示此六個變數共可解 釋經營績效 13.1%的變異量。其中，D-W 值為 1.978，也在合理範圍內，表示誤 差項之間並無自我相關現象存在。

在 模 型 二 中 ， 廣告 密 度對 經營 績效 的影 響為 負 向且 達到 顯著 (β=-.108, p<0.1)，表示企業的廣告密度愈高，其經營績效愈低；而服務比率對經營績效的 影響為正向(β=.019)，但不顯著，亦即企業的服務比率愈高，對經營績效產生正 向的加值效益。此外，負債比率對經營績效的影響為負向且達到顯著(β=-.182, p<0.01)，而公司規模對經營績效的影響為正向且達到顯著(β=.123, p<0.05)。根據 上述結果，本研究假說一得到有條件支持。在製造創新構面中，製程創新對經營 績效的影響為正向且達到顯著(β=.279, p<0.001)，表示企業進行製程創新活動對 經營績效產生正向的加值效益； 另外，產品創新對經營績效的影響為負向

75

(β=-.017)。根據上述結果，本研究假說二得到有條件支持。至於研發創新構面中 的創新速度(β=.036)與研發密度(β=.062)均對經營績效產生正向的影響，但不顯 著，表示企業的創新速度及研發密度愈高，將對經營績效產生正向的加值效益。

亦即本研究假說三得到不拒絕的結果。

模型三根據 F 檢定的結果(如表 4-7)，具有顯著的總變異解釋能力(F=3.627, p<0.001)。在模型三中，主要探討企業發展自有品牌，與廣告密度、服務比率、

製程創新、產品創新、創新速度、研發密度對經營績效的影響。此六個自變項與 經營績效的多元相關係數為.440，多元相關係數的平方為.193，表示此六個變數 共可解釋經營績效 19.3%的變異量。其中，D-W 值為 1.935，也在合理範圍內，

表示誤差項之間並無自我相關現象存在。

本研究在模型一中僅探討控制變數，其解釋能力不高(R²=.037)，加入自變數 的模型二，其多元相關係數的平方為.131，其 R² 較模型一高，解釋力亦比模型 一相對來得高。而加入企業自有品牌程度做為調節變數的模型三，其多元相關係 數的平方為.193，所有自變數對經營績效總變異的解釋能力達到 19.3%，其解釋 力比模型一及模型二高。此外，負債比率對經營績效的影響為負向且達到顯著 (β=-.132, p<0.1) ， 而 公司 規 模 對 經 營 績 效的影 響 為 正 向 且 達 到 顯 著(β=.217, p<0.01)。在驗證研究假說部分，根據表 4-7 的研究結果，本研究預期企業廣告密 度對於經營績效之加值效益將受到企業自有品牌程度所調節，而 OBM 型態將比 ODM/OEM 型態對經營績效產生較顯著正向影響，因其為負向關係(β=-.026)，並 未獲得支持。此外，本研究預期企業服務比率對於經營績效之加值效益將受到企 業自有品牌程度所調節，而 OBM 型態將比 ODM/OEM 型態對經營績效產生較顯 著正向影響，因其為負向關係(β=-.157) ，亦未獲得支持。以上結果導致本研究 假說四，得到不支持的結論。在製造創新構面中，本研究預期企業進行製程創新 對於經營績效之加值效益將受到企業自有品牌程度所調節，而 OBM 型態將比 ODM/OEM 型態對經營績效產生較顯著正向影響，因其為正向關係且達到顯著 (β=1.778, p<0.05) ，獲得支持。此外，本研究預期企業進行產品創新對於經營績 效之加值效益將受到企業自有品牌程度所調節，而 OBM 型態將比 ODM/OEM 型 態對經營績效產生較顯著正向影響，因其為負向關係(β=-.185)，並未獲得支持。

以上結果導致本研究假說五獲得有條件支持的結論。最後，本研究預期企業研發 密度對於經營績效之加值效益將受到企業自有品牌程度所調節，而 OBM 型態將

76

比 ODM/OEM 型態對經營績效產生較顯著正向影響，因其為正向關係且達到顯 著(β=.430, p<0.05) ，獲得支持。此外，本研究預期企業創新速度對於經營績效 之加值效益將受到企業自有品牌程度所調節，而 OBM 型態將比 ODM/OEM 型態 對 經 營 績 效 產 生 較 顯 著 正 向 影 響 ， 因 其 為 負 向 關 係 且 達 到 顯 著 (β=-.571, p<0.01) ，並未獲得支持。以上結果使得本研究假說六，得到有條件支持的結論。

77

表 4-7 自變數對經營績效之迴歸分析

自變數 模型一 模型二 模型三

主要效果 服務創新

廣告密度 -.108⁺ -.061

服務比率

-.019

製造創新

製程創新

-.279*** -.191**

產品創新 -.017

-.045

研發創新

研發密度

-.062

創新速度

-.036 -.559**

調節效果

自有品牌程度x

廣告密度 -.026

服務比率 -.157

製程創新

-1.778*

產品創新 -.185

研發密度

-.430*

創新速度 -.571**

控制變數

負債比率 -.187** -.182** -.132⁺ 公司規模

-.086 -.123* -.217**

F

-4.904** -4.687*** -3.627***

R²

-.037 -.131 -.193

Adjusted R²

-.029 -.103 -.140

註：個數=261。⁺表示 p<0.1；*表示 p<0.05；**表示 p<0.01；***表示 p<0.001。

78

本研究將上述經多元迴歸分析後之模型一、模型二、模型三所產生之實證結 果，整理歸納如表 4-8。

表 4-8 研究假設彙總

研究假設 驗證結果

假說一：企業採行服務創新策略對企業經營績效具有正向影響。 有條件支持 假說二：企業採行製造創新策略對企業經營績效具有正向影響。 有條件支持 假說三：企業採行研發創新策略對企業經營績效具有正向影響。 不拒絕 假說四：服務創新對於經營績效之加值效益將受到企業自有品牌

程度所調節，OBM型態將比ODM/OEM型態對經營績效 產生較顯著正向影響。

不支持

假說五：製造創新對於經營績效之加值效益將受到企業自有品 牌程度所調節，OBM型態將比ODM/OEM型態對經營績 效產生較顯著正向影響。

有條件支持

假說六：研發創新對於經營績效之加值效益將受到企業自有品牌 程度所調節，OBM型態將比ODM/OEM型態對經營績效 產生較顯著正向影響。

有條件支持