（一）樣本
在美國的政治獻金研究中，《財富》雜誌每年收錄的五百大企業，是最常見的 資料來源之一；主要原因有二。首先，是資料可用性的問題，該名錄提供了上榜公 司較為詳盡的財務資訊或組織特性。其次，則是有關理論關懷的問題，這些大型的 商業群體，不僅在市場中佔有重要地位，也在政治活動屬於最為積極的一群；這些 企業所成立的政治行動委員會，在每年選舉的政治獻金活動中，往往貢獻了極高的 比例(Boies 1989; Burris 1987; Mizruchi 1989; Su et al. 1995)。 類似地，在臺灣的企 業政治獻金研究中，李宗榮(2016)的分析樣本是臺灣的 503 個企業集團，資料來源 為中華徵信所出版的企業集團名錄；這些企業集團所涵蓋的全球事業，當年的營收 總額超過臺灣的 GNP，而且也是歷來企業名錄收錄最廣的一次，因而能充分代表 臺灣的企業社群。
本文的分析樣本，取自臺灣經濟新報資料庫(Taiwan Economic Journal, TEJ)，
該資料庫收錄了全臺灣的上市、上櫃及興櫃企業的完整財務數據。以上市櫃公司為 分析樣本的好處，在於財務數據齊全且細緻，例如在中國的投資程度，以及董監事 跨坐的情況，都提供了較其他企業資料庫來得詳細的資訊。值得注意的是，由於公 營企業依法不能捐贈政治獻金，因此，本文僅以民營的上市、上櫃及興櫃公司，當 作正式分析所採用的樣本。其中，2008 年的觀察值為 1,909 家公司；2012 年的樣 本數則是2,152。
（二）依變項
（三）自變項
有關企業財務及組織特性的數據，取自前述的臺灣經濟新報資料庫。首先是企 業規模，本文沿用政治獻金研究最常見的指標（Boies 1989; Burris 1987; Clawson and Neustadtl 1989；李宗榮 2016），以營收淨額來衡量；由於臺灣上市櫃公司在規 模上呈現偏態分布，因此本文取其自然對數做轉換。本文預期，大型企業出於對政 治環境的依賴與敏感，可能的捐獻策略是兩黨都捐。
其次，在臺灣的政經脈絡中，家族企業與國民黨有較強的互惠關係；為了考察 家族企業在政治捐獻上的政黨結盟策略，本文納入集團控制型態的變項。本文根據 TEJ 資料庫中的界定，將集團控制型態分為單一家族主導、共治型態與專業經理人 治理等三種類型，並以專業經理人治理的企業作為對照組。在 TEJ 資料庫中，對 於家族控制的認定標準，是要滿足以下條件：家族裡面至少要有兩人以上，出任集 團旗下公司的董監事，或者有達到公開說明書及年報揭露標準的經理人（經理以 上）。至於「單一家族控制」的標準則有以下四項：(1)董事長及總經理由單一家族 成員出任；(2)董事控制席次大於 50%；(3)董事控制席次大於 33%，且屬於最終控 制者的家族中，至少 3 位家族成員出任董監事及經理人；(4)控制持股比例大於必 要控制持股比例。而若該公司的最終控制者，有兩個以上的團體（家族、集團或政 府），則視為是共治型態的控制模式；常見的例子如兩家族共治的企業，或公股銀 行民營化之後由政府與家族共治。專業經理人治理的型態，意味著該公司並無大股 東，或大股東不直接參與公司的營運，而通常是由具有專業或技術背景的經理人，
出任公司的要職，負責實際的運作和決策；這也是臺灣電子業最常見的模式。
第三，在中國的投資程度越高，越可能受中國因素的影響，支持國民黨與親中 政策。依照臺商赴大陸投資的法律規定，對中國公司的每一項投資，均須向經濟部
報備核准，因此，本文以經濟部核准的投資金額截至年底的累計值，測量企業在中 國的投資程度，並取其自然對數做轉換。
最後，在臺灣市場網絡的發展脈絡中，民營企業之間逐漸增加的網絡連結，象 徵著政府已非資訊與資源的壟斷者，而參與在這個商業社群的企業，傾向仰賴市場 網絡而非政商關係。本文以該公司擁有幾席跨坐的董監事，來衡量其參與市場網絡 的程度，而跨坐董監事則是計算，該名董監事是否至少出任兩家以上臺灣民營上市 櫃公司的董監事（Useem 1984；李宗榮 2016）。
（四）控制變項
除了以上的自變項，本文也納入幾個可能影響企業政治捐獻的組織特性，當作 控制變項。首先是產業，本文參考 TEJ 資料庫中，對於該企業所屬產業類別的界 定，將產業劃分為電子業或非電子業。電子業是較少受國家政策積極扶植的產業，
政府只提供創建企業所需的技術與資源，而由企業自行承擔後續的發展與經營（陳 東升 2008: 34-35），因此，電子業較無透過政治獻金來維繫政商關係的動機；李宗 榮(2016)的研究也發現，電子業確實較少參與政治獻金。值得一提的是，本文曾根 據政治經濟學者的研究（周添城，1989），劃分出幾個長期受政府管制或優惠政策 的產業，以檢視產業別在政治捐獻上的效果，包含金融業、水泥業、石化業、紡織 業、汽車業等；然而，在上市櫃公司中，某些產業別的樣本數過少，若將之獨立為 一類別，可能會造成統計估計上的偏誤，因此，本文最終只控制電子業對於政治捐 獻的潛在影響。
其次是外銷比例，早期受國家政策的優惠與保護的企業，是以內需市場為主的 企業群（周添城，1989）；李宗榮(2016)也證實，出口導向的企業，在政治獻金上的
參與程度較低。因此，本文納入企業的外銷比例，即該企業產品的外銷金額除上銷 售總額，衡量該企業不仰賴國內市場的程度。第三，本文也控制企業年齡，測量方 式是計算該企業至當年度的成立年數。最後，由於臺灣的選舉活動存在著「南方政 治」的現象，也就是民進黨在南部選區有明顯優勢，得票率較高（徐永明、林昌平 2009），這使得企業可能會考量地方政治的因素而影響其政治捐獻策略，亦即，位 於南部的企業更可能捐贈獻金給選情看好的民進黨候選人；為了控制「南方政治」
這種地域因素對於企業政治獻金的潛在影響，本文納入「位於南部」的虛擬變項，
若企業的所在地為雲林、嘉義、臺南、高雄或屏東，則編碼為1，否則為 0。5
（五）分析方法
本文採用多類別邏輯迴歸(multinomial logistic regression)估計企業在政治獻金 上的政黨結盟策略，並以「沒捐兩黨」的企業當作對照組，檢視其他三種捐獻策略，
相較於對照組的發生比例。模型中的係數正負，顯示自變項影響企業相對於沒捐兩 黨的發生比例的高低。多類別邏輯迴歸的統計公式可表為(Long and Freese 2006:
227-228)：
ln𝛺𝑚|𝑏 = lnPr(𝑦 = 𝑚|x)
Pr(𝑦 = 𝑏|x) = x𝛽𝑚|𝑏 𝑓𝑜𝑟 𝑚 = 1 𝑡𝑜 𝐽
5 請注意，在本文使用的立委選舉政治獻金專戶的資訊中，僅包含區域立委及原住民立委的擬參選 人；至於全國不分區立委擬參選人，以及僑居國外國民選出之立法委員擬參選人，依法不得收受政 治獻金。換句話說，政治獻金法的規範，可能一定程度強化了地域因素對於政治獻金的影響。較為 詳細的法規內容，可參考本文第一章第二節。
其中，ln𝛺𝑚|𝑏意味著在自變項所產生的效果下，以類別 b 為對照組，類別 m 的機 率與之相較，並轉換成為勝算對數的值。
此外，為了確認多類別邏輯迴歸的「獨立且不相關」(independence of irrelevant alternatives; IIA)假定確實成立，也就是在計算兩個選項之間的勝算時，其結果不受 其他可能選項的影響，本文以Hausman 檢定進行檢驗(Long and Freese 2006: 243-245)。結果發現，本文的多類別邏輯迴歸模型皆不違反「獨立且不相關」假定，因 此，本文可以合理使用多類別邏輯迴歸模型來分析企業的政治捐獻策略。Hausman 檢定的結果請見附錄1。
多類別邏輯迴歸模型，已經在國內社會學界得到廣泛運用。舉例而言，林宗弘 (2009)曾用於探究階級流動的終點；張宜君和林宗弘(2015)用於檢視教育擴張對於 教育分流的效果；吳介民與廖美(2015)用於分析選民的投票行為；巫麗雪等(2013) 用於考察教育婚配的模式；謝雨生和他的學生，則用於研究環境行為與民眾對於基 因科技的風險態度（陳郁安、謝雨生 2016；陳清淵、謝雨生 2011）。
另一方面，在本文的迴歸分析中，由於某些變項的遺漏比例較高，因此遵循傳 統控制遺漏值的方法，先以0 替代缺失的數值，再針對含有缺失值的變項，建構相 應的虛擬變項（含有缺失值＝1），控制缺失值可能造成的估計上的偏誤；變項的遺 失情形請參閱附錄2。為了精簡報告，下文的表格，不另外說明控制缺失值的虛擬 變項。