第五章 實證研究
第一節 第一階段實證分析
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第一節 第一階段實證分析
本階段主要探討廠商獨資與合資進入模式的決策，為避免解釋變數之間有共 線性的問題，而影響實證結果，首先對各項解釋變數進行相關分析，結果如附錄 1 所示，發現同屬對外投資地區解釋變數的中國（香港）與開發中國家具有高度 負相關（-0.74），其次，對外投資行業解釋變數中資訊電子工業亦分別與化學工 業及民生工業亦具有低度的負向相關（分別為-0.4 與-0.38）。因此，本研究在進行 完整的模型分析後（模型 1），將先後刪除開發中國家（模型 2）及資訊電子工業
（模型 3）變數，以檢視其模型估計的結果。表 5-3 為台灣製造業對外直接投資 進入模式之決定因素的 probit 分析結果，以下將各解釋變數的實證結果依第四 章所列四個理論分別說明。
在內部化理論方面，資訊電子工業的參數估計值為正，且達到 1%的統計顯 著水準，表示資訊電子工業相對於金屬機械工業而言，更傾向獨資，在資訊電子 工業屬於高技術密集的前提下，與 Meyer（1998）的研究發現相同；化學工業的 參數估計值為負，與預期相同，即化學工業相對於金屬機械工業較不傾向獨資，
但參數估計值未通過顯著性檢定；民生工業的參數估計值為正，與預期相反，表 示民生工業相對於金屬機械工業較傾向獨資，但未達統計顯著性，與 Hennart
（1988）的看法不同，可能是以金屬機械工業為比較基準，所以在傾向及顯著性 上，未符合預期。
技術密集度之參數估計值為正，與預期相同，顯示廠商技術密集度愈高，愈 傾向獨資，唯參數估計值並未通過顯著性檢定，與 Svensson（1996）的實證結果 不同。原料進貨來源部分，其參數估計值為正，且具統計顯著性，表示當原料進 貨來源來自台商的比率愈高，愈傾向獨資，反之則傾向合資，符合 Meyer（1998）
的看法，需要當地原料者，較可能採用合資。在策略行為理論方面，內銷比率的 參數估計值為負，與預期相同，顯示開拓內銷市場者不傾向獨資，雖印證了 Hill
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McFadden R-squared 0.104 0.104 0.095
Log likelihood -949.552 -949.708 -959.243
註：1. ( )代表標準誤。
2. *表示 P<0.1，**表示 P<0.05，***表示 P<0.01
3. 參數估計值為正表示傾向獨資，負表示傾向合資。
4. 模型 1 為完整的估計模型，模型 2 刪除中國（香港）變數，模型 3 刪除中國（香港）及資訊電子工業變數。
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（1997）及李文瑞（2000）的觀點，唯兩者的關聯性未通過顯著性檢定，可能是 台商為取得完整的控制權，部分會以獨資來降低合資的溝通成本。
組織行為理論部分，廠商規模的參數估計值為正，不但與預期相符，也與獨 資進入模式間呈現顯著相關，此意謂當廠商規模愈大，愈有能力負擔獨資較高的 風險（Svensson, 1996），因此愈傾向獨資的進入模式。對外投資地區部分，中國
（香港）的參數估計值為正，與預期相同，表示相對於工業化國家而言，因台灣 與中國語言及文化相同，心理距離較近，投資中國的台商較傾向獨資，但是此項 變數的估計值未達顯著水準。開發中國家的參數估計值為負，與預期相同，即相 對於工業化國家，台商為了降低風險或地主國為了獲得投資的外部效果，較不傾 向獨資，且達顯著水準。此實證結果與 Gomes-Casseres（1989）的看法一致。
在談判力量理論方面，就對外投資動機而言，勞動力導向與自然資源導向二 項動機之參數估計值均與預期相同，且分別通過 5%及 10%的統計顯著水準，顯 示台商在勞動力導向動機的前提下，因可增加地主國就業，而擁有較佳的談判 力，故傾向獨資，其次，在自然資源導向的前提下，因自然資源掌握在地主國手 上，台商的談判力相對較弱，所以傾向合資，亦與 Gomes-Casseres（1990）的實 證結果一致；市場導向參數估計值為負，與預期相符，即不傾向獨資，但與內銷 比例的檢定結果相同，均未通過顯著性檢定，似乎亦符合 Stopford and Wells
（1972）的看法，收購與合資均可達到快速進入市場的目的，所以即使動機是市 場導向，投資者並不一定選擇合資，亦可採取收購的方式為之。
就技術來源部分，技術由台商擁有與由合作企業擁有兩項變數之參數估計值 均符合預期，表示技術是重要的談判力籌碼，當台商擁有技術時會傾向獨資，未 擁有技術時則傾向與擁有技術的企業合資，此實證結果與 Fagre and Wells（1982）
及高長、陳威如（1990）等人的研究結論一致。勞力密集度參數估計值為正，表 示勞力密集度愈高，愈受地主國歡迎，其談判地位愈佳，愈傾向獨資，唯此項變 數估計值未達顯著水準，與 Vachani（1995）及李文瑞（2000）的研究結果不符，
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似乎與本研究未區分地主國地區有關。
由於中國（香港）與開發中國家變數之間具高度負相關，本研究首先刪除開 發中國家變數，以檢視模型 2 估計結果，實證發現在刪除開發中國家變數前後的 估計結果並無明顯差異。接續再同時刪除開發中國家及資訊電子工業變數，以檢 視模型 3 估計結果，分析發現化學工業轉為顯著，表示化學工業相較於金屬機械 工業未傾向獨資，民生工業的參數估計值則轉為負，與預期相同，即民生工業相 對於金屬機械工業未傾向獨資，且具統計顯著性，此與 Hennart（1988）及 Meyer
（1998）等人實證發現相同，化學及民生工業等需要當地原物料之產業會傾向合 資；同時，技術密集度參數估計值檢定結果由不顯著轉為顯著，顯示技術密集度 愈高愈傾向獨資，意謂其對進入模式的選擇有相當程度的影響。
本研究資料來源為 2007 年單一年度之調查資料，屬橫斷面研究之範疇，然 而台灣在 1987 年放寬外匯管制後，對外投資金額開始大幅成長，到 1993 年開放 大陸投資後更是屢創高峰，唯隨著時間的演變，影響台商對外投資的因素也可能 不同，所以本研究亦希望瞭解對外投資的時間先後，對進入模式的選擇是否會有 影響，因此，本研究接續將模型 1 至模型 3 各再加入對外投資時間變數，分別為 模型 4 至模型 6，以觀察其對進入模式的影響。估計結果如表 5-4 所示。
加入對外投資時間變數後，模型 4 與模型 1 的檢定結果並無明顯差異，但對 外投資時間的參數估計值為負，且達到統計顯著性，顯示愈早投資愈不傾向獨 資，如以組織行為理論觀點，可以推論由於早期缺乏經驗或心理距離較遠，須藉 由合資取得經驗或分散風險，因而傾向合資進入模式，此與 Hennart（1988, 1991）
及 Gomes-Casseres（1989）的實證結果相符。模型 5 在刪除中國（香港）變數後，
檢定結果與模型 4 相同；模型 6 在刪除中國（香港）及資訊電子工業變數後，與 模型 5 相較，化學工業及技術密集度變數檢定結果轉為顯著，但與模型 3 相較，
民生工業變數反呈現不顯著的檢定結果。因此，本研究發現模型 3 為較佳之實證
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McFadden R-squared 0.107 0.107 0.099
Log likelihood -946.724 -946.800 -955.478 註：1. ( )代表標準誤。
2. *表示 P<0.1，**表示 P<0.05，***表示 P<0.01 3. 參數估計值為正表示傾向獨資，負表示傾向合資。
4. 加入對外投資時間變數後，模型 4 為完整的估計模型，模型 5 刪除 中國（香港）變數，模型 6 刪除中國（香港）及資訊電子工業變數。