第五章 實證結果與分析
5.3 實證迴歸模型分析
本節針對所欲探討變數對公司經營績效之影響
以
Panel Data 之固定模式（Fixed Model）進行迴歸實證分析。為確切瞭解公司採取之創新活動對公司 經營績效是否有助益，本研究以逐步迴歸之概念，先探討公司競爭策略及半 導體景氣對公司經營績效之影響後，在分別加入各創新活動變數，依其參數 顯著程度及是否具增額解釋能力，來驗證各項創新活動對公司經營績效之有 效性。
5.3.1 公司經營績效與公司競爭策略及產業景氣之迴歸
本研究係以多元迴歸模型驗證本研究所設立之假說，茲將採用之實證模 式列示如下：
基礎模式 ROIC=α α0+ 1SIZE+α2EXPORT+α3WSTS…… （1）
由表 5-12的 F 值得知此模式達模式顯著性( F 值為 6.4221，p-value <0.01)，顯 示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值可知殘差項間並無自我相關 (Auto Correlation)現象產生。
表 5-12 公司經營績效與公司競爭策略及產業景氣之迴歸（OLS）
0 1 2 3
ROIC =α α+ SIZE+α EXPORT +α WSTS…… （1）
應變數：投入資本報酬率（ROIC）
解釋變數 代號 係數 t 值
截距 (2.2396) (3.4466) ***
公司規模 SIZE 0.1470 3.4180 ***
外銷比例 EXPORT 0.1834 1.5533 半導體景氣循環 WSTS 0.0503 0.3712 Whiteχ2檢定 67.3577 .
DW-Value 2.2236
Adjusted R-squared 0.6016
F-Value 6.4221 ***
***表示符合 1％顯著水準，**表示符合 5％顯著水準，*表示符合 10％顯著水準。
表 5-12為公司競爭策略及半導體景氣對公司經營績效以最小平方估計式
（Ordinary Least Square; OLS）得出之迴歸分析結果。從敘述性統計分析發 現，台灣半導體封裝測試業者在公司規模、外銷比例之差異性很大，故合理 懷疑資料具有異值變異性現象。為避免變異數不齊(Heteroscedasticity)對參數 的估計統計值正確性造成影響，本研究以 White (1980) 檢定方法，檢查資料
是否具異質變異性的現象。經執行發現 White χ2 檢定值為 67.3577，超過臨 界值 21.6660，表示資料有異值變異性，顯示最小平方估計式已不是 最佳線性不偏估計式（Best Linear Unbiased Estimator, B.L.U.E.）。為解決這 個問題，本研究採用一般化最小平方估計式（Generalized Least Square, GLS）
做估計，其結果如表 5-13所示，其 F 值為 15.394，p-value<0.01 亦達模式顯 著性，解釋能力（Adjusted R-squared）也大幅提高（從 0.6016 提升到 0.8003）， 各參數之顯著程度也明顯提升。由 DW 值可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。
2 (0.01,9)
χ =
表 5-13 公司經營績效與公司競爭策略及產業景氣之迴歸（GLS）
0 1 2 3
ROIC =α α+ SIZE+α EXPORT +α WSTS …… （1）
應變數：投入資本報酬率（ROIC） 樣本數=80 解釋變數 代號 係數 t 值
截距 (1.64608) (4.24454) ***
公司規模 SIZE 0.1059 4.0345 ***
外銷比例 EXPORT 0.1542 1.9117 * 半導體景氣循環 WSTS 0.2020 3.7820 ***
DW-Value 2.1038
Adjusted R-squared 0.8003
F-Value 15.3940 ***
***表示符合 1％顯著水準，**表示符合 5％顯著水準，*表示符合 10％顯著水準。
本研究以模式(1)為基礎模型，再新增研究變數做迴歸分析。因此，為避 免因異質變異性而減損估計式之效率（efficiency），之後的迴歸分析全部採 用一般最小平方法（GLS）做估計。
5.3.2 公司經營績效與研發強度之迴歸 本研究採用之實證模式列示如下：
0 1 2 3 + 4RDSt
-ROIC =α α+ SIZE+α EXPORT +α WSTS α θ …… （2）
本研究方法是將研發強度加入基礎模式中，來檢視各參數之顯著性及新 迴歸式是否有增額解釋能力，以判斷假設是否成立。另因研發強度之效益具 遲延效應，故會將前一、二期分別放入，以檢驗遲延效應是否存在。另因部 分公司部分年度的研發強度具極端值，應予剔除，故樣本數分別是 78 筆、74 筆及 72 筆。
由表 5-14得知各實證模式皆達模式顯著性( F 值分別為 14.9435, 14.4443, 13.4090, p-value <0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值
可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質變異性
adjusted R2
綜上所述，台灣半導體封裝測試業者公司經營績效會受公司研發強度之
4
-0 1 2 3 + SAt
ROIC =α α+ SIZE+α EXPORT +α WSTS α θ …… （3）
由表 5-15得知各實證模式皆達模式顯著性( F 值分別為 17.4976, 29.6344, 13.0082, p-value <0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值 可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質變異性
既然採策略聯盟活動對公司經營績效有正向幫助，那是否策略聯盟數愈 26.6052, p-value <0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值 可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質變異性
由表 5-16得知，策略聯盟的總規模對公司經營績效為負相關，但不顯著，
故假說 H3 並不成立。而從策略聯盟類型來看，技術型策略聯盟規模對公司 經營績效為顯著負相關，顯示技術的取得是貴精不貴多，只要有少數關鍵技 術在手，即可增進公司經營績效；而混合型策略聯盟規模卻對公司經營績效 為顯著正相關，顯示公司透過股權投資或將技術與製造、市場行銷連結所建 構之關係網絡愈多愈大，對公司經營績效愈好，故假說 H4 成立。
5.3.4 公司經營績效與購併活動之迴歸 本研究採用之實證模式列示如下：
ROIC =α α0+ 1SIZE+α2EXPORT +α3WSTS+α4MAt-θ…… （5）
ROIC =α α0+ 1SIZE+α2EXPORT +α3WSTS+α4MAE…… （6）
由表 5-17得知各實證模式皆達模式顯著性( F 值分別為 14.9520, 15.5402, 16.5633, 15.1496, p-value <0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質 變異性(Heteroscedasticity)而減損估計式之效率（efficiency），迴歸分析採用 一般最小平方法（GLS）做估計。
由表 5-17得知公司在當期及前一期有購併活動對公司經營績效之影響均 為負，但不顯著，而前二期之係數雖為正，但仍不具統計顯著性，而其迴歸 式均具增額解釋力。由此表示購併對公司經營績效之效果可能長於研究設計 之期間。故假說 H5 未獲支持。
既然購併要較長時間才能顯出效果，本研究就參考 Stuart(2000)之研究，
假設購併效益會分五年時間完全實現（每筆購併之效益當期為 0，之後每前 一期增加 0.2，至前五期及以後均為 1），放入迴歸式中看是否可驗證此想法。
但根據表 5-17模式(6)「購併效益」對公司經營績效之迴歸結果來看，購併 效益係數為負，亦不具統計顯著性，所以假說 H6 不成立。
表 5-17 公司經營績效與購併活動之迴歸（GLS）
16.5633, 9.5152, p-value <0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質 變異性(Heteroscedasticity)而減損估計式之效率（efficiency），迴歸分析採用
p-value <10%），但研發傾向卻是顯著負相關（係數為-0.6863，p-value <5%），
表示當期研發傾向與公司規模呈同向關係（正正得正/負負得正），即當期研 發傾向低但公司規模小者，其公司經營績效較好；而當期研發傾向與外銷比 例和與產業景氣之交互作用對公司經營績效之影響均不顯著。從前一期研發 傾向與公司競爭策略及產業景氣之交互作用來看，公司規模對公司經營績效
為顯著負相關（係數為-0.0446，p-value <5%），但研發傾向卻是顯著正相關
（係數為 0.5562，p-value <10%），表示前一期研發傾向與公司規模呈反向 關係，即前一期研發傾向高但公司規模小者，其公司經營績效較好；而前一 期研發傾向與外銷比例之交互作用呈顯著正相關（係數為 0.3961，p-value
<1%），表示前一期研發傾向與外銷比例呈正向關係，即研發傾向高且外銷 比例亦高者，其公司經營績效愈好；而研發傾向與半導體景氣循環之交互作 用之影響並不顯著，表示無論是在景氣好壞時增加研發支出，對公司經營績 效之影響均不顯著。從前二期研發傾向與公司競爭策略及景氣循環之交互作 用來看，其迴歸式不具增額解釋能力，且亦未發現可顯著解釋欲研究現象之 結果。故假說 H7「封裝測試業公司經營績效與研發強度和公司競爭策略與產 業景氣之交互作用呈正相關」在公司競爭策略部分成立，在產業景氣部分不 成立。
5.3.6 公司經營績效與策略聯盟和競爭策略及產業景氣交互作用之迴歸 本研究直接將策略聯盟總規模、技術型策略聯盟與混合型策略聯盟分別 與公司規模、外銷比例及產業景氣相乘，來探討不同策略聯盟在不同公司競 爭策略及產業景氣下對公司經營績效是否有影響。
本研究採用之實證模式列示如下：
0 1 *ln( *) 2 *ln ( *) 3 *ln ( *)+ 4ln (SA*) ROIC =α α+ SIZE SA +α EXPORT SA +α WSTS SA α （8）
由表 5-19得知各實證模式皆達模式顯著性( F 值分別為 21.2185, 50.5412, 20.6689, p-value <0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值 可知殘差項間並無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質變異性 (Heteroscedasticity)而減損估計式之效率（efficiency），迴歸分析採用一般最 小平方法（GLS）做估計。
由表 5-19得知，公司經營績效和策略聯盟與公司規模之交互作用呈顯著 正相關，和策略聯盟與外銷比例和策略聯盟與產業景氣之交互作用在總規模 與混合型兩類呈顯著正相關，且迴歸式具增額解釋能力，故假說 H8「封裝測 試業公司經營績效與策略聯盟和公司競爭策略與產業景氣之交互作用呈正相 關」的預期得到支持。
從管理意涵來看，任何策略聯盟類型均與經營績效呈負相關，表示策略 聯盟規模與公司競爭策略與產業景氣呈同向關係（正正得正/負負得正），即 策略聯盟規模小且公司規模亦小者、或策略聯盟規模小且外銷比例亦低者、
或策略聯盟規模小且產業景氣亦差時，其公司經營績效均較佳。這顯示一個 很有趣的現象，即小公司只需締結少數的策略聯盟（特別是技術型的）即可 增進公司經營績效，而大公司則須採多締結策略聯盟的方式，以放大其規模
經濟效益，增進其經營績效，這在台灣封裝測試業公司大小兩極化發展的現
5.3.7 公司經營績效與購併效益和競爭策略及產業景氣交互作用之迴歸 本研究採用之實證模式列示如下：
+ 4
0 1 * 2 * 3 * MA
ROIC =α α+ SIZE MAE+α EXPORT MAE+α WSTS MAE α E…… （9）
由表 5-20得知實證模式達模式顯著性( F 值分別為 173.0433, p-value
<0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值可知殘差項間並 無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質變異性而減損估計式之 效率（efficiency），迴歸分析採用一般最小平方法（GLS）做估計。
<0.01)，顯示迴歸式之適合度在可接受之範圍內。由 DW 值可知殘差項間並 無自我相關(Auto Correlation)現象產生。為避免因異質變異性而減損估計式之 效率（efficiency），迴歸分析採用一般最小平方法（GLS）做估計。