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表5-1 廠房高度與廠務影響因子管徑資料表

單位：mm 因子一 因子二 因子三 因子四 8-A廠的資料整理 樓層高度各製程區域

第二節 建立廠務高度一與廠務高度二的模式

表5-2 四家廠家的廠務系統空間一與廠務系統空間二資料表

單位：mm 廠務系統空間二（依變數）廠務系統空間一（自變數）

8-A 2750 2950

8-B 2750 2950

12-A 3100 3200

12-B 3000 3050

（一）變異數分析

表5-3 廠務高度一變異數分析

模式 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 顯著性

迴歸 85970.149 1 85970.149 19.041 0.049

殘差 9029.851 2 4514.925

總和 95000 3

A 預測變數：（常數）, 廠務高度一 B 依變數\：廠務高度二

在 的顯著水準，分子自由度為1，分母自由度為2，F檢定的門 檻值為18.5。由表5-3可知，在此F檢定值為19.041高於門檻值。

（二）個別迴歸係數檢定

表5-4 廠務高度一個別迴歸係數檢定

未標準化係數 標準化係數 共線性統計量

模式 B 之估計值標準誤 Beta 分配 t 顯著性

允差 VIF

（常數） -1452.239 997.954 -1.455 0.283

廠務高度一 1.433 0.328 0.951 4.364 0.049 1.000 1.000 a 依變數\：廠務高度二

在單尾 的顯著水準df為2，t檢定的門檻值為2.920。由表5-4可 知，在此依變數的t檢定值為4.364高於門檻值。

（三）廠務高度一與廠務高度二的迴歸模式建立

YQ總需求高度二的方程式：

Q¹ 製程區域廠務高度二

YQ 製程區域該樓層的總高度二 05

.

=0 α

05 .

=0 α

SPACE

X Q₁ =−1452.239+1.433

SPACE Q

Q a X

Y = −1452.239+1.433 Q1

a Y_Q = _Q+

第三節 各製程區域的空間模式之建立 一、DIFF爐管區

表5-5 爐管區廠房高度與廠務影響因子管徑資料表

單位：mm

因子一 因子二 因子三 因子四

廠務高度一

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2950 600 500 500

2950 500 500 600

3200 1000 1150 600

3050 750 600 1000

（一）各影響因子共線性探討

在進行廠房高度與廠務影響因子關係式建立前，首先需要考慮的是說明各 因子變數之間是否互為獨立，可利用因子變數間的關係係數來判斷，本研

究採用Pearson關係係數加以檢核，Pearson相關係數的大小可以指出兩因

子變數關係的密切程度，相關係數愈高，兩因子變數關係愈密切，則越容 易有共線性。當兩因子變數間呈現共線性時，其結果不但扭曲了估計標準 誤，更可能導致因子變數間關聯性的錯誤理論，一般判定標準是因子變數 間的相關係數在-0.7到0.7之間仍然可以接受。（張宮熊，1997年）

表5-6 爐管區廠房高度與廠務影響因子相關係數矩陣

廠務高度一 因子一因子二因子三 廠務高度一 1.0000 0.9811 0.9667 0.1750 因子一 0.9811 1.0000 0.9368 0.1815 因子二 0.9667 0.9368 1.0000 -0.0783 Pearson相關

因子三 0.1750 0.1815 -0.0783 1.0000 廠務高度一 . 0.0094 0.0166 0.4125

因子一 0.0094 . 0.0316 0.4093

因子二 0.0166 0.0316 . 0.4608

顯著性（單尾）

因子三 0.4125 0.4093 0.4608 .

廠務高度一 4.0000 4.0000 4.0000 4.0000 因子一 4.0000 4.0000 4.0000 4.0000 因子二 4.0000 4.0000 4.0000 4.0000 個數

因子三 4.0000 4.0000 4.0000 4.0000 由表5-6可知，因子一與因子二的相關係數高達0.9368，兩者間有嚴重的 共線性問題。因此本研究再以因子一與因子三，因子二與因子三再進行聯 合變異性探討，找出適當的因子並進行檢核建立爐管區的迴歸模式。

（二）聯合變異性探討

表5-7 爐管區聯合變異性模式摘要

模式 R R 平方 調過後的 R 平方 估計的標準誤 因子一與因子三 0.981 0.963 0.888 39.541 因子二與因子三 0.999 0.998 0.993 9.669

由表5-7可知，因子二與因子三的聯合變異性解釋量較高於因子一與因子 三的聯合變異性解釋量，同時由灰關聯分析推論出空間高度與因子二的關 聯度最高，因此本研究採用因子二與因子三進行迴歸模式建立。

（三）變異數分析

表5-8 爐管區變異數分析

模式 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 顯著性

迴歸 41781.515 2 20890.757 223.466 0.047

殘差 93.485 1 93.485

總和 41875 3

a 預測變數：（常數）, 因子三, 因子二 b 依變數\：廠務高度一

在 的顯著水準，分子自由度為2，分母自由度為1，F檢定的門 檻值為200。由表5-8可知，在因子二與因子三依變數的F檢定值為233.466 高於門檻值，因此爐管區整體迴歸式而言，因子二與因子三依變數具有顯 著的影響力。

（四）個別迴歸係數檢定

表5-9 爐管區個別迴歸係數檢定

未標準化係數 標準化係數 共線性統計量

模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t 顯著性

允差 VIF

（常數） 2689.907 22.343 120.392 0.005

因子二 0.374 0.018 0.986 20.814 0.031 0.994 1.006 因子三 0.134 0.025 0.252 5.322 0.118 0.994 1.006

a 依變數\：廠務高度一

在單尾 的顯著水準df為1，t檢定的門檻值為6.314。由表5-9可 知，在因子二依變數的t檢定值為20.814高於門檻值，但因子三依變數的

t檢定值為5.322低於門檻值。顯示出因子二為顯著的影響力，但因子三

為非顯著的影響力，因此本研究可用因子二單獨進行迴歸分析。

05 .

=0 α

05 .

=0 α

（五）因子二進行迴歸模式建立

表5-10 爐管區因子二的聯合變異性模式摘要

模式 R R 平方 調過後的 R 平方 估計的標準誤

因子二 0.967 0.935 0.902 37.020

由表5-10可知，因子二的聯合變異性解釋量為0.935，但增加因子三後的 聯合變異性解釋量為0.998，因子三加入只能增加0.063的解釋能力，故 從空間高度的角度考量不值得，本研究採用因子二進行迴歸模式建立。

表5-11 爐管區因子二變異數分析

模式 平方和 自由度 平均平方和 F 檢定 顯著性

迴歸 39134.101 1 39134.101 28.556 0.033

殘差 2740.899 2 1370.450

總和 41875 3

a 預測變數：（常數）, 因子二 b 依變數\：廠務高度一

在 的顯著水準，分子自由度為1，分母自由度為2，F檢定的門 檻值為18.5。由表5-11可知，在因子二依變數的F檢定值為28.556高於 門檻值，因此爐管區整體迴歸式而言，因子二依變數具有顯著的影響力。

表5-12 爐管區因子二個別迴歸係數檢定

未標準化係數 標準化係數 共線性統計量

模式 B 之估計值 標準誤 Beta 分配 t 顯著性

允差 VIF

（常數） 2785.760 50.615 55.038 0.000

因子二 0.366 0.069 0.967 5.344 0.033 1.000 1.000 a 依變數\：廠務高度一

在單尾 的顯著水準df為2，t檢定的門檻值為2.920。由表5-12 可知，在因子二依變數的t檢定值為5.344高於門檻值，顯示出因子二為 顯著的影響力。

爐管區的迴歸方程式：

爐管區總需求高度一的方程式：

R¹ 爐管區廠務高度一 Y 爐管區的總高度一

05 .

=0 α

05 .

=0 α

21 1 2785.76 0.366X

R = +

366 21

. 0 76 .

2785 X a

Y_R = _R + + R1

a Y_R = _R +

二、ETCH 蝕刻區

表 5-13 蝕刻區廠房高度與廠務影響因子管徑資料表

單位：mm

因子一 因子二 因子三 因子四

廠務高度一

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