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第三節 迴歸分析
本研究欲探討董監連結對策略聯盟之影響，提升形成策略聯盟之可能性；此外，亦 探究董監連結對於策略聯盟形成的數目是否有影響，提升策略聯盟形成之數目。
本研究假說一中有兩迴歸式，分別為董監連結與否對於策略聯盟形成與否之影響以 及董監連結的數目對於策略聯盟形成與否之影響，並預期過去有董監連結的企業相較無 董監連結的企業有較大的可能性形成策略聯盟，此外過去擁有越多董監連結的企業相較 董監連結數目較少的企業有較大的可能形成策略聯盟31。
表 14 為假說一之實證結果，迴歸式(1)、(2)整體在 1%統計顯著水準之下，對是否 形成 SA 具有解釋力。由兩迴歸式之係數符號得知，變數 INTERLOCK1、NUMBOARD 及 EXP_SA 符合原先預期之方向，過去五年間有董監連結且董監連結數目較多將對策 略聯盟之形成具有正向影響；而過去三年間擁有策略聯盟經驗越多，對策略聯盟之形成 也具有正向影響，即過去擁有董監連結、董監連結數目較多及擁有策略聯盟經驗之公司 越有可能形成策略聯盟。若以勝算比結果判讀，過去五年間擁有董監連結之樣本公司形 成策略聯盟之機率將增加約 1.9 倍；過去五年間擁有越多董監連結之樣本公司形成策略 聯盟之機率將增加約 0.04 倍；而擁有策略聯盟經驗越多之樣本公司在迴歸式(1)、(2)中 形成策略聯盟之機率則皆約增加 0.8 倍，此結論與本研究假說一之預期相符。若以其經 濟意涵探討，在其他條件不變的情況下，樣本公司在過去五年間擁有董監連結且連結數 目越多會使策略聯盟形成之可能性，分別提升約 2.3%與 0.14%；而擁有策略聯盟經驗 越多的樣本公司在迴歸式(1)、(2)中則會使形成策略聯盟之可能性分別提升約 1.2%與 2.1%。此結果代表董監連結的有無、數目以及策略聯盟經驗，確實會提升策略聯盟形成 之可能性，董監連結對於企業而言產生資訊流通直接或間接之效果，對於策略聯盟形成 前的評估有所幫助；過去策略聯盟經驗將使企業對策略聯盟之評估有所幫助，擁有經驗
31假說一中的兩個迴歸式，不僅考量同一年度的結盟與董監連結，也考量兩者時間上前後影響，舉例而
言，當應變數為 2004 年策略聯盟形成與否(SA)，自變數 INTERLOCK1 與 NUMBOARD 皆考量了 2000 至 2004 年董監連結形成與否及五年間董監連結的數目，以此類推其他年度之資料。
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且從中獲益之企業將提升策略聯盟形成之可能性。
控制變數方面，SALES、QRATIO、MTB 皆對於樣本公司策略聯盟之形成有顯著 正向影響，規模越大、流動性越高、市值淨值比越高之樣本公司越有可能形成策略聯盟。
若以邊際效果結果解釋其經濟意涵，於其他條件不變之情形下，SALES 增加一單位，
樣本公司形成策略聯盟之可能性在迴歸式(1)、(2)下分別提升約 0.22%及 0.31%；QRATIO 增加一個百分比，樣本公司形成策略聯盟之可能性在迴歸式(1)、(2)下分別提升約 0.1%
與 0.18%；MTB 增加一個百分比，形成策略聯盟之可能性在迴歸式(1)、(2)下分別提升 約 0.05%、0.09%，由以上討論可推論規模越大的樣本公司，資源較豐富，故提升策略 聯盟形成可能性；樣本公司短期償債能力越好、若樣本公司財務表現較佳，合理推論越 有可能吸引策略夥伴形成策略聯盟。
ROA 則對於樣本公司策略聯盟之形成有顯著負向影響，ROA 越高則形成策略聯盟 之可能性越低，同樣地在其他條件不變之情形下，ROA 增加一個百分比，形成策略聯 盟之可能性在迴歸式(1)、(2)下分別降低約 0.58%及 8.2%，顯示企業資產報酬率越高，
對於結盟的需求越低。
DEBASSET 在迴歸式(1)中於 10%的顯著水準下為顯著，一般普遍採用的顯著水準 為 5%與 1%，因此本研究亦不考慮 10%顯著水準下為顯著之情況，而在迴歸式(2)中於
%的顯著水準下為顯著；LEVERAGE 在迴歸式(1)不顯著，但在迴歸式(2)中呈現顯著負 向影響，本研究認為樣本公司償債能力與資本結構之實證結果對策略聯盟形成與否無法 提供一致性說明。
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SA=α+β1INTERLOCK1+β2EXP_SA +β3SALES+β4ROA+β5QRATIO+β6DEBASSET+β7MTB+β8LEVERAGE+Year dummies+ε (1) SA=α+β1NUMBOARD+β2EXP_SA+β3SALES+β4ROA+β5QRATIO+β6DEBASSET+β7MTB+β8LEVERAGE+Year dummies+ε (2)
(1) (2)
Adjusted 0.1882 0.1749
Chi-square 4316.39 4001.84
p-value <.0001 <.0001
樣本數
sa=1 3,464 3,464
sa=0 62,043 62,043
合計 65,507 65,507
註一： SA=樣本公司第 t 年是否有與其他企業形成策略聯盟有為 1;無則為 0；INTERLOCK1=樣本公司在(t-4)~t 年是否有與其他企業形成董監連結，有為 1;無則為 0；
NUMBOARD=樣本公司在(t-4)~t 年與其他企業形成董監連結的數目；EXP_SA=樣本公司(t-3)至(t-1)年累積的策略聯盟數目；SALES=樣本公司第 t 年淨銷貨取對數；ROA=
樣本公司第 t 年排除非常項目之收益除以總資產；QRATIO=樣本公司第 t 年流動資產扣除存貨再除以流動負債；DEBASSET=樣本公司第 t 年長期負債除以流動資產；MTB=
樣本公司第 t 年排除非常項目之收益除以總資產及公司市值除以淨資產帳面價值；LEVERAGE=樣本公司第 t 年總負債除以總資產。
註二：*表示 p-value<0.1；**表示 p-value<0.05；***表示 p-value<0.01。
註三：財務相關控制變數均經溫賽化 1%處理。
註四：本研究迴歸式中包含時間的固定效果，研究期間為 2004 年至 2013 年，以 2004 年為基準年度。
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具有解釋力。自兩迴歸式之係數結果可知，變數 INTERLOCK1、NUMBOARD 與 EXP_SA 與原先預期相符，即有當年度及過去四年間有董監連結、董監連結數目越多的樣本公司控制變數 SALES、QRATIO、MTB 皆對於企業策略聯盟之形成有顯著正向影響，
規模越大、流動性越高、市值淨值比越高之樣本公司越有可能形成越多的策略聯盟；其 他條件不變之情形下，SALES 增加一單位，形成策略聯盟數目為 3 或 3 以上之可能性 在兩迴歸式中分別提升 0.59%及 0.46%；QRATIO 增加一個百分比，形成策略聯盟數目 為 3 或 3 以上之可能性在兩迴歸式中分別提升 0.2%與 0.21%；MTB 增加一個百分比，
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限度，企業若認為經營現況穩定，則無須增加對外之資訊導管或持續擴充勢力。
DEBASSET 在迴歸式(3)及(4)中於 5%的顯著水準下為顯著，對策略聯盟之形成多寡有 負向影響，DEBASSET 增加一個百分比，形成策略聯盟數目為 3 或 3 以上之可能性分 別為 0.1%及 0.01%，表示企業的償付能力越差，越傾向對外形成策略聯盟。
LEVERAGE 於迴歸式(3)亦於 10%的顯著水準下為顯著，同上述本研究不考慮 10%
顯著水準下為顯著之情況；然而 LEVERAGE 於迴歸式(4)中則對策略聯盟之形成多寡有 負向影響，故本研究認為企業償債能力與資本結構，無法對策略聯盟數目有方向一致的 影響。
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GR_NUMSA=α+β1INTERLOCK1+β2EXP_SA+β3SALES+β4ROA+β5QRATIO+β6DEBTASSET+β7MTB+β8LEVERAGE+Year dummies+ε (3) GR_NUMSA=α+β1NUMBOARD+β2EXP_SA+β3SALES+β4ROA+β5QRATIO+β6DEBTASSET+β7MTB+β8LEVERAGE+Year dummies+ε (4)
(3) (4)
變數 預期符號 迴歸係數 p-value 邊際效果 預期符號 迴歸係數 p-value 邊際效果
INTERCEPT3 -3.450*** <.0001 -3.228*** <.0001
INTERCEPT2 -2.893*** <.0001 -2.672*** <.0001
INTERCEPT1 -2.093*** <.0001 -1.877*** <.0001
INTERLOCK1 + 0.495*** <.0001 0.05147
Chi-square 4709.44 4417.35
p-value <.0001 <.0001
樣本數
gr_numsa=3 251 251
gr_numsa=2 517 517
gr_numsa=1 2,696 2,696
gr_numsa=0 62,043 62,043
合計 65,507 65,507
註一：GR_NUMSA=將 NUMSA 分群，NUMSA=0，則 GR_NUMSA =0；NUMSA=1，則 GR_NUMSA =1；NUMSA=2，則 GR_NUMSA =2；NUMSA 3，則 GR_NUMSA
=3；INTERLOCK1=樣本公司在(t-4)~t 年是否有與其他企業形成董監連結，有為 1;無則為 0；NUMBOARD=樣本公司在(t-4)~t 年與其他企業形成董監連結的數目；EXP_SA=
樣本公司(t-3)至(t-1)年累積的策略聯盟數目；SALES=樣本公司第 t 年淨銷貨取對數；ROA=樣本公司第 t 年排除非常項目之收益除以總資產；QRATIO=樣本公司第 t 年流 動資產扣除存貨再除以流動負債；DEBASSET=樣本公司第 t 年長期負債除以流動資產；MTB=樣本公司第 t 年排除非常項目之收益除以總資產及公司市值除以淨資產帳面 價值；LEVERAGE=樣本公司第 t 年總負債除以總資產。
註二：*表示 p-value<0.1；**表示 p-value<0.05；***表示 p-value<0.01。
註三：財務相關控制變數均經溫賽化 1%處理。
註四：本研究迴歸式中包含時間的固定效果，研究期間為 2004 年至 2013 年，以 2004 年為基準年度。
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假說三之實證結果詳見下表 16，迴歸式(5)整體在 1%顯著水準之下對 INTERLOCK2 有解釋力。從迴歸式之係數結果可知，變數 SA 與原先預期相符，即當年度有策略聯盟 的樣本公司對包含當年度及未來四年間董監連結之形成有顯著正向影響，意即擁有策略 聯盟之樣本公司越有可能形成董監連結，顯示策略聯盟亦是企業間資訊交流之管道，企 業透過資訊交流後提升了另一種型態的資訊導管；此外變數 EXP_BOARD、EXP_SA 皆 符合原先預期，過去有董監連結、策略聯盟經驗之樣本公司將對於當年度及未來四年間
針對迴歸式(5)之實證結果顯示，控制變數 SALES、ROA、QRATIO、MTB 皆對董 監連結的形成具有顯著正向之影響，企業規模越大、ROA 越高、流動性越高、市值占
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加約 0.36%。上述實證結果可知企業表現越好，除了擁有較佳的談判條件，另外對於其 他企業而言具有較大的吸引力，故增加向外董監連結之可能性，。
LEVERAGE、DEBASSET 則對於企業策略聯盟之形成有顯著負向影響，舉債越多、
償債能力越差，形成董監連結之可能性越低，同樣地在其他條件不變之情形下，
LEVERAGE、DEBASSET 增加一個百分比，形成董監連結之可能性約降低 2.2%、
0.19%。相對地，企業表現越差，將不易形成董監連結。
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INTERLOCK2=α+β1SA+β2EXP_SA+β3EXP_BOARD+β4SALES+β5ROA+β6QRATIO+β7DEBASSET+β8MTB+β9LEVERAGE+Year dummies+ε (5) (5)
變數 預期符號 迴歸係數 p-value 邊際效果 勝算比
INTERCEPT -2.244*** <.0001
SA + 0.023*** <.0001 0.03694 1.258
Chi-square 16053.65
p-value <.0001
樣本數
board=1 16,995
board=0 48,512
Total 65,507
註一：INTERLOCK2=樣本公司在 t~(t+4)年是否有與其他企業形成董監連結，有為 1;無則為 0;SA=樣本公司第 t 年是否有與其他企業形成策略聯盟有為 1;無則為 0；EXP_SA=
樣本公司(t-3)至(t-1)年累積的策略聯盟數目；EXP_BOARD=樣本公司(t-3)至(t-1)年累積的董監連結數目；SALES=樣本公司第 t 年淨銷貨取對數；ROA=樣本公司第 t 年排 除非常項目之收益除以總資產；QRATIO=樣本公司第 t 年流動資產扣除存貨再除以流動負債；DEBASSET=樣本公司第 t 年長期負債除以流動資產；MTB=樣本公司第 t 年排除非常項目之收益除以總資產及公司市值除以淨資產帳面價值；LEVERAGE=樣本公司第 t 年總負債除以總資產。
註二：*表示 p-value<0.1；**表示 p-value<0.05；***表示 p-value<0.01。
註三：財務相關控制變數均經溫賽化 1%處理。
註三：財務相關控制變數均經溫賽化 1%處理。