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則為該變數之 Cronbach’s α值。從相關矩陣可看出控制變數大多與其他各變數無明顯 關係，其中聯盟規模與聯盟時間成正相關(r=0.25, p<0.05)，並與聯盟形式成正相關(r=0.26, p<0.05)，顯示當廠商投入該聯盟的資金愈多，則聯盟的時間愈久，針對夥伴投入互惠資 源的意願也愈高。聯盟時間則與市場不確定性成負相關(r=-0.38, p<0.01)，顯示當市場不 確定性愈高，聯盟的時間就愈短。
而程序正義、分配正義、互惠性關係資產投入意願、聯盟形式與建設性衝突管理方 式等五個關係資本前置因素，除了聯盟形式以外，皆與關係資本成正相關(r=0.34~0.74, p<0.01)，顯示當程序正義、分配正義、與互惠性關係資產投入意願與建設性衝突管理方 式愈高，則廠商與夥伴間的關係資本則愈高。
二、階層式迴歸分析結果
本研究以階層式迴歸分析檢驗程序正義、分配正義、與互惠性關係資產投入意願是 否會對策略聯盟廠商之間的關係資本造成影響，並加上各種不確定性的干擾效果檢驗上 述關係。
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表4.3 變數相關係數表a
平均數 標準差 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
控制變數
1. 聯盟規模b 2.66 0.86 --
2. 聯盟時間b 0.55 0.39 0.24* --
3. 程序正義 5.81 0.90 -0.15 -0.14 (0.79) 4. 分配正義 5.16 1.18 -0.11 0.18 0.57** (0.91) 5. 互惠性資產投入意願 5.51 0.93 0.17 0.04 0.19 0.25* (0.94)
6. 聯盟形式 0.64 0.37 0.26* 0.12 -0.21 0.03 0.12 -- 7. 建設性衝突解決方式 5.62 0.73 0.05 -0.07 0.70** 0.60** 0.47** -0.07 (0.88)
8. 關係資本 5.57 0.76 0.13 0.17 0.66** 0.74** 0.34** 0.05 0.72** (0.88) 干擾變數
9. 市場不確定性 29.98 21.42 -0.15 -0.38** 0.14 0.07 -0.13 0.08 0.09 0.03 -- 10.行為不確定性 0.50 0.50 -0.09 -0.04 -0.14 0.12 -0.04 0.15 -0.03 -0.05 0.04 --
a 括弧內為 Cronbach’s α係數
b 取log 後數值
* P<0.05 ** P<0.01
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在假說一至假說伍的檢驗部分，將以關係資本為依變數，進行檢驗，步驟一先將控 制變數(聯盟時間、聯盟規模與合作經驗)列為自變數進行迴歸分析(M1)，步驟二至步驟 六分別將程序正義、分配正義、互惠性資產投入意願、聯盟形式與建設性衝突解決方式 與加入迴歸分析中(M2~M6)。
假說六與假說七的檢驗部份，則以關係資本為迴歸分析之依變數。步驟一先將控制 變數與前置變數列入迴歸式中(M1)，步驟二將市場不確定性之干擾效果加入迴歸式中 (M2)，步驟三將行為不確定性干擾效果放入迴歸式中(M3)，以逐一檢驗各干擾變數的效
果。此外為避免交互作用項所產生的高度複共線性，交互效果的交乘項將先以平均數集 中法(mean-centered)處理後，再進行相乘的干擾效果。在上述各迴歸式中，其 VIF 值皆
小於10，顯示各自變數間並無強烈的共線性存在，因此無顯著的複共線性問題。
(一) 程序正義、分配正義、互惠性資產投入意願、聯盟形式、與建設性衝突解決方式對 關係資本的影響
表4.4 為本研究中關係資本前置變數(程序正義、分配正義、互惠性資產投入意願、
聯盟形式與建設性衝突解決方式)對關係資本之階層迴歸分析表。由迴歸式的 M1 中可
知，聯盟規模、聯盟時間與合作經驗等三個控制變數對廠商與夥伴間的關係資本皆無顯 著影響，解釋力不到 5%，顯示不論是聯盟時間、聯盟規模或是廠商與夥伴過去是否有 合作經驗，皆對廠商間的關係資本沒有影響。
由迴歸式的M2 可知，在加入程序正義至迴歸式後，解釋變異量增為 47%，達顯著
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水準(ΔR2=0.43, p<0.01)，程序正義與關係資本呈顯著正相關(β=0.67, p<0.01)，顯示當
聯盟夥伴間的程序正義愈高，雙方的關係資本也會愈高。因此假說一得到顯著支持。
M3 為加入分配正義至迴歸式的結果，由表中可知當加入分配正義至迴歸式後，解釋變
異量增加為 65%，達顯著水準(ΔR2=0.18, p<0.01)，而分配正義與關係資本呈顯著正相 關(β=0.53, p<0.01)，顯示當聯盟夥伴間存在分配正義愈高時，雙方的關係資本也將愈 高，因此假說二獲得支持。
†p<0.10，*p<0.05，**p<0.01
將互惠性資產投入意願加入迴歸式後，結果如M4 所示。互惠性資產投入意願與關 係資本呈顯著正相關(β=0.13, p<0.10)，解釋變異量則增加為 67%，達顯著水準(Δ R2=0.02, p<0.10)，顯示當聯盟夥伴間互惠性資產投入意願程度愈高，則雙方的關係資本 也將愈高，因此假說三獲得支持。將聯盟形式加入迴歸式後，結果如M5 所示。在迴歸
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式中加入聯盟形式後，解釋變異量仍為 67%，未達顯著水準(ΔR2=0.00, p>0.10)，且聯 盟形式與關係資本未呈顯著正相關(β=0.07, p>0.10)，顯示策略聯盟是否為股權基礎形 式與聯盟夥伴雙方的關係資本無顯著關係，故假說四未獲得支持。
最後將建設性衝突解決方式加入迴歸式後，結果如M6 所示。在迴歸式中加入建設 性衝突解決方式後，解釋變異量增為 70%，達顯著水準(ΔR2=0.03, p<0.05)，且建設性 衝突解決方式與關係資本呈顯著正相關(β=0.29, p<0.05)，顯示當聯盟夥伴間建設性衝 突解決方式程度愈高，則雙方的關係資本也將愈高，因此假說五獲得支持。
(二) 市場不確定性與行為不確定性的干擾效果
表4.5 為加入「市場不確定性」與「行為不確定性」對本研究中前置變數與關係資 本的干擾作用之階層迴歸分析表。
假說五與假說六為干擾效果，首先將控制變數(聯盟規模、聯盟時間與合作經驗)、
程序正義、分配正義、互惠性資產投入意願、聯盟形式與建設性衝突解決方式加入迴歸 式中，結果如M1 所示。由 M1 可知，控制變數大多與關係資本無顯著相關，但程序正 義、分配正義、互惠性資產投入意願、與建設性衝突解決方式有顯著正相關，解釋變異 量為66%，達顯著水準。
加入市場不確定性的干擾效果後，結果如 M2。在加入市場不確定性為干擾變數的 迴歸式中，解釋變異量增加為70%，增加的解釋變異量達顯著水準(ΔR2=0.04, p<0.10)，
市場不確定性僅對程序正義與分配正義有顯著正向干擾效果(β=0.26, p<0.05；β=0.36,
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†p<0.10，*p<0.05，**p<0.01
由圖3 可知，不論市場不確定性高或低，分配正義與關係資本都有正向的關係，但
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定性對程序正義與建設性衝突解決方式有正向干擾作用(β=0.12, p<0.10；β=0.17, p<0.05)，顯示當夥伴間合作經驗的行為不確定性較高時，程序正義與建設性衝突解決方 式對雙方的關係資本將有正向加強效果。進一步繪製干擾作用圖，如圖4 與圖 5 所示。‧ 國
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由圖4 可知，不論聯盟夥伴過去是否有合作經驗，程序正義與關係資本都有正向的關係，
但是聯盟夥伴過去無合作經驗，亦即合作經驗的行為不確定性較高時，程序正義與關係 資本有較強的正向關係。因此當聯盟夥伴過去無合作經驗，即合作經驗的行為不確定性 時，會正向加強程序正義與關係資本的關係。
5 5.5 6 6.5 7
低程序正義 高程序正義
無合作經驗 有合作經驗
圖4 行為不確定性的干擾作用圖 (自變數：程序正義)
由圖5 可知，不論聯盟夥伴過去是否有合作經驗，建設性衝突解決方式與關係資本 都有正向的關係，但是當聯盟夥伴過去無合作經驗，即合作經驗的行為不確定性較高 時，建設性衝突解決方式與關係資本有較強的正向關係。因此當聯盟夥伴過去無合作經 驗時，即合作經驗的行為不確定性較高時，會正向加強建設性衝突解決方式與關係資本 的關係。
由圖4 與圖 5 可知，當聯盟夥伴合作經驗的行為不確定性較高時，程序正義與建設 性衝突解決方式對關係資本的關係將正向加強，亦即當聯盟夥伴合作經驗的行為不確定 性較高時，程序正義與建設性衝突解決方式對關係資本的正向效果將更強烈。
由圖2 至圖 5 可知，當市場不確定性較高時，會正向加強程序正義、分配正義與關
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第伍章 結論與建議
本章共分成三節，第一節解釋本研究之理論與實務意涵；第二節為本研究之研究限 制與未來建議，說明本研究之研究缺失與可改進之處，並針對本研究結果提出未來研究 可發展之方向與建議；第三章為本研究之結論。