相關分析

本研究各構面包括吸收能力、外部技術網絡、知識整合能力，以及創新績效 之平均數、標準差及相關係數，整理如表 4-8。Pearson 積差相關分析係用來檢視 各構面間的關聯性，兩個變數之間的關聯程度，常以相關係數表示(古永嘉、楊雪 蘭(譯)，2009)。

在外部技術網絡構面，技術知識來源與技術取得方式、產品創新、企業規模、

員工人數與成立年數的相關係數值是.117、.192、-.058、.40、.012，技術知識來 源對技術取得方式、產品創新、企業規模、員工人數與成立年數無法發現顯著相 關，而技術知識來源對辨識能力、取得能力、系統化能力、互動協調社會化能力、

技術創新有顯著的相關存在(p＜.05 與 p＜.01)。其次，技術取得方式對對產品創 新的相關係數值是.198，具有顯著的相關存在(p＜.05)，而技術取得方式對辨識能 力、取得能力、系統化能力、互動協調社會化能力、技術創新、企業規模、員工 人數與成立年數無法發現顯著相關。

在 吸 收 能 力 構 面 ， 辨 識 能 力 與 企 業 規 模 和 成 立 年 數 的 相 關 係 數 值 是.181、.083，辨識能力與企業規模和成立年數無法發現顯著相關，而辨識能力對

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取得能力、系統化能力、互動協調社會化能力、技術創新、產品創新與員工人數 有顯著的相關存在(p＜.05 與 p＜.01)。其次，取得能力對企業規模、員工人數與 成立年數的相關係數值分別是.142、.177、.045，取得能力企業規模、員工人數、

成立年數無法發現顯著相關，而取得能力與系統化能力、互動協調社會化能力、

技術創新、產品創新有顯著的相關存在(p＜.01)。

在知識整合能力構面，系統化能力與企業規模、員工人數和成立年數的相關 係數值分別是.057、.055、.107，系統化能力與企業規模、員工人數和成立年數無 法發現顯著相關，而系統化能力對互動協調社會化能力、技術創新、產品創新有 顯著的相關存在(p＜.05 與 p＜.01)。其次，互動協調社會化能力對企業規模、員 工人數和成立年數的相關係數值分別是.087、-.040、.032，互動協調社會化能力 與企業規模、員工人數、成立年數無法發現顯著相關，而互動協調社會化能力與 技術、創新產品創新有顯著的相關存在(p＜.01)。

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表 4-8 相關係數分析表

變數 Mean S.D. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1.技術知識來源 19.9608 4.16948 1

2.技術取得方式 11.5294 1.84930 .117 1

3 辨識能力 34.7157 4.29224 .488** .063 1

4 取得能力 18.3922 1.86238 .286** .048 .594** 1

5 系統化能力 11.6275 1.93417 .197* .039 .425** .390** 1

6 互動協調社會能力 22.5294 3.36171 .394** -.033 .521** .371** .395** 1

7 技術創新 29.9706 3.37860 .304** -.002 .603** .639** .363** .488** 1

8 產品創新 16.3627 2.54772 .192 .198* .401** .404** .211* .354** .495** 1

9 企業規模 3.6176 1.21088 -.058 -.072 .181 .142 .057 .087 .111 .094 1

10 員工人數 2.2353 .64756 .040 .077 .206* .177 .055 -.040 .089 .104 .533** 1

11 成立年數 2.6275 1.28141 .012 -.016 .083 .045 .107 .032 .018 .154 .022 .214* 1 註：n=102 ，*p＜.05; **p＜.01; two-tailed tests

60 第五節 多元迴歸分析

在進行多元迴歸分析之前，考慮到各變項間若有高度相關可能產生模型有共 線性問題，因此本研究透過變異數膨脹係數(VIF)來檢視可能造成共線性的解釋變 項，本研究迴歸模型中其VIF值如表4-10所示，均小於10的良好範圍表，因此無共 線性問題 (陳正昌等人，2009)。

表 4-9 各變數間共線性檢驗 統計量

變數

共線性統計量 VIF 1/VIF

技術知識來源 1.407 0.711

技術取得方式 1.058 0.945

辨識能力 2.129 0.46

取得能力 1.678 0.596

系統化能力 1.362 0.734

互動協調社會化能力 1.560 0.641

企業規模 1.095 0.913

員工人數 1.077 0.929

成立年數 1.034 0.967

依變數: 創新績效

一、 外部技術網絡、吸收能力對於知識整合能力

首先，說明控制變數，根據 F 檢定的結果(如表 4-10)，在模型一中，僅放入 控制變數，衡量控制變數與系統化能力之關係。結果顯示企業規模呈現負向影響，

員工人數與成立年數呈現正向影響，但這些控制變數皆未達統計水準。在模型五 中，僅放入控制變數，衡量控制變數與互動協調社會化能力之關係。結果顯示企 業規模、員工人數與成立年數呈現正向影響，但這些控制變數亦未達統計水準。

接著使用模型四及模型八驗證研究假說一。主要原因係在系統化能力部分，模型 四的 R²=.229，模型二的 R²=.049，ΔR²=.18(大於零)；而在互動協調社會化能力部

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分，模型六的 R²=.327，模型八的 R²=.295，ΔR²=.037(大於零)，故以模型四與模 型八為主，以提高解釋力。

根據 F 檢定的結果(如表 4-10)，在模型四中，外部技術網絡之技術知識來源 與系統化能力是正向不顯著關係(β=.293)，而技術取得方法與系統化能力是正向不 顯著關係(β=.241)；其中，模型四具有顯著的總變異解釋能力(F=3.996，p＜.01)，

D-W 值為 1.764，屬於合理範圍內，表示誤差項之間無自我相關現象存在。在模 型八中，外部技術網絡之技術知識來源與互動協調社會化能力是正向且達顯著關 係(β=.199，p＜.05)，表示企業從外部技術網絡中獲取技術知識來源愈多，對組織 的互動協調社會化能力愈高。而技術取得方法與互動協調社會化能力呈現負向不 顯著關係(β=-.069)。其中，模型八具有顯著的總變異解釋能力(F=6.521，p＜.001)，

而 D-W 值 1.732，也在合理範圍內，表示誤差項之間無自我相關現象存在。綜上 所述，亦即本研究之假說一得到部分支持。

最後使用模型三及模型七驗證研究假說二。在模型三中，辨識能力與系統化 能力是正向且達顯著關係(β=.284，p＜.05)，而取得能力與系統化能力是正向顯著 關係(β=.241，p＜.05)，在模型七中，吸收能力之辨識能力與互動協調社會化能力 是正向且達顯著關係(β=.46，p＜.001)，而取得能力與互動協調社會化能力呈現正 向不顯著關係(β=.114)。其中，模型三具有顯著的總變異解釋能力(F=5.704，p

＜.001)，模型七亦具有顯著的總變異解釋能力(F=8.015，p＜.001)，而 D-W 值分 別為 1.742 及 1.815，屬於合理範圍內，表示誤差項之間無自我相關現象存在。綜 上所述，亦即本研究之假說二得到部分支持。

二、 外部技術網絡、吸收能力、知識整合能力對於創新績效

首先，說明控制變數，根據 F 檢定的結果(如表 4-11)，在模型九中，僅放入 控制變數，衡量控制變數與技術創新之關係。結果顯示員工人數呈現負向影響，

而企業規模與成立年數為正向影響，但這些控制變數皆未達統計水準。在模型十

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四中，僅放入控制變數，衡量控制變數與產品創新之關係，結果顯示企業規模、

員工人數與成立年數皆呈現負向影響，這些控制變數亦都未達到統計水準。

其次，使用模型十與模型十五驗證研究假說三。根據 F 檢定的結果(如表 4-11)，在模型十中，外部技術網絡之技術知識來源與技術創新是正向顯著關係 (β=.311，p＜.01)，而技術取得方法與技術創新是負向不顯著關係(β=-.018)，在模 型十五中，外部技術網絡之技術知識來源與產品創新是正向不顯著關係(β=.152)，

而技術取得方法與產品創新能力呈現正向不顯著關係(β=.153)。其中，模型十與模 型十五之 D-W 值分別為 1.895 及 1.969，屬於合理範圍內，表示誤差項之間無自 我相關現象存在。綜上所述，亦即本研究之假說三得到部分支持。

接著，使用模型十一與模型十六驗證研究假說四。根據 F 檢定的結果(如表 4-11)，

在模型十一中，辨識能力與技術創新是正向且達顯著關係(β=.345，p＜.001)，而 取得能力與技術創新亦是正向顯著關係(β=.443，p＜.001)。在模型十六中，辨識 能力與產品創新呈現正向且達顯著關係(β=.246，p＜.05)，而取得能力與產品創新 呈現正向不顯著關係(β=.244，p＜.05)。其中，模型十一具有顯著的總變異解釋能 力(F=19.429，p＜.001)；模型十六也具有顯著的總變異解釋能力(F=6.384，p

＜.001)，而 D-W 值分別為 1.919、1.986，也在合理範圍內，表示誤差項之間無自 我相關現象存在。綜上所述，亦即本研究之假說四得到部分支持。

最後，使用模型十二與模型十七驗證研究假說五。根據 F 檢定的結果(如表 4-11)，在模型十二中，系統化能力與技術創新是正向且達顯著關係(β=.217，p

＜.05)，而互動協調社會化能力與技術創新亦是正向顯著關係(β=.04，p＜.001)。

在模型十七中，系統化能力與產品創新是正向不顯著關係(β=.067)，而互動協調社 會化能力與技術創新是正向顯著關係(β=.349，p＜.01)。其中，模型十二具有顯著 的總變異解釋能力(F=7.745，p＜.001)；模型十七也具有顯著的總變異解釋能力 (F=4.949，p＜.001)，而 D-W 值分別為 1.819 及 1.969，屬於合理範圍內，表示誤

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差項之間無自我相關現象存在。綜上所述，亦即本研究之假說五得到部分支持。

第六節 路徑分析

為驗證研究假說六與研究假說七之知識整合能力是否為中介變項，路徑分析 方法是以多元迴歸分析法進行，且同時採取迴歸分法，以估計路徑係數並考驗其 顯著性，路徑係數即迴歸方程式中的「標準化迴歸係數 Beta 值」。

直接效果是某一變數對另一變數的直接影響，當變數間的關係達到顯著時，

表示該兩個變數間具有直接效果，如關係未達顯著，則表示該兩個變數間無直接 效果存在；然而，在兩個變數間除了具有直接效果，也可能存在間接效果，而間 接效果是某一變數透過某一中介變數對另一變數的影響。總效果等於直接效果加 上間接效果但變數與變數之間的直接效果均應顯著，若有任何一個直接效果不顯 著，則間接效果無法成立，表示不存在中介效果(邱皓政，2004)。在管理上意涵 是：如果直接效果大於間接效果，表示中介變數不發揮作用，管理者可以忽略此 中介變數；如果直接效果小於間接效果，表示中介變數具有影響力，管理者要重 視此中介變數(榮泰生，2009)。

一、 知識整合能力對外部技術網絡與創新績效中介效果之分析

本研究首先探討外部技術網絡與系統化能力之關係，結果(如表 4-10)顯示模 型四的技術知識來源(β=.293)及技術取得方法(β=.241)。其次，外部技術網絡與技 術創新之關係，結果(如表 4-11)顯示模型十三的技術知識來源(β=-.017)及技術取 得方法(β=-.018)。最後，知識整合能力與技術創新之關係，結果(如表 4-11)顯示 模型十三的系統化能力(β=.025)。由整體模式之路徑分析圖(如圖 4-1)來看，將具 有顯著關係之變數以實線表示，而無顯著之關係以虛線顯示。從結果來看可以發 現技術知識來源、技術取得方法對系統化能力不具有間接效果，對技術創新效亦 不具直接效果，故系統化能力對外部技術網絡與技術創新不存在中介效果。

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圖 4-1 技術知識來源、技術取得方法、系統化能力與技術創新

依據外部技術網絡與系統化能力之關係，結果(如表 4-10)顯示模型四的技術 知識來源(β=.293)及技術取得方法(β=.241)。其次，外部技術網絡與產品創新之關 係，結果(如表 4-11)顯示模型十八的技術知識來源(β=-.096)及技術取得方法 (β=.163)。最後，知識整合能力與產品創新之關係，結果(如表 4-11)顯示模型十八 的系統化能力(β=-.049)。由整體模式之路徑分析圖(如圖 4-2)來看，將具有顯著關 係之變數以實線表示，而無顯著之關係以虛線顯示。從結果來看可以發現技術知

依據外部技術網絡與系統化能力之關係，結果(如表 4-10)顯示模型四的技術 知識來源(β=.293)及技術取得方法(β=.241)。其次，外部技術網絡與產品創新之關 係，結果(如表 4-11)顯示模型十八的技術知識來源(β=-.096)及技術取得方法 (β=.163)。最後，知識整合能力與產品創新之關係，結果(如表 4-11)顯示模型十八 的系統化能力(β=-.049)。由整體模式之路徑分析圖(如圖 4-2)來看，將具有顯著關 係之變數以實線表示，而無顯著之關係以虛線顯示。從結果來看可以發現技術知