回归分析回归系数为负代表什么

二、多元回归分析

运用SPSS 13.0统计软件，采用多元回归分析，就报告第三章第二节中提出的相关研究假设，以及企业外部社会资本的中介作用进行验证。在本研究中，各变量测量量表的内部一致性系数均大于0. 7，故可以用各变量下属具体测量问项的算术平均值来替代变量值。

（一）外部社会资本对中小企业竞争优势的作用机制分析

根据已有研究假设，以中小企业竞争优势各要素为因变量，企业外部社会资本各维度为自变量，构建以下七个回归模型：中小企业人力资源对企业外部社会资本各维度的回归模型1；中小企业财务资源对企业外部社会资本各维度的回归模型2；中小企业管理能力对企业外部社会资本各维度的回归模型3；中小企业生产能力对企业外部社会资本各维度的回归模型4；中小企业技术创新能力对企业外部社会资本各维度的回归模型5；中小企业营销能力对企业外部社会资本各维度的回归模型6；中小企业企业家能力对企业外部社会资本各维度的回归模型7。采用全部样本数据进行回归分析，分析结果如表4-23所示。

表4-23　回归模型1～7的分析结果

续表

模型1的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0.365，p＜0.01）和社会联系（回归系数β＝0.270，p＜0.01）对中小企业人力资源有显著正向影响，假设H1a和H3a成立；但企业外部社会资本的纵向联系对中小企业人力资源的影响不显著（p＝0. 186＞0.05），假设H2a不成立。回归模型2的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0.200，p＜0. 01）、社会联系（回归系数β＝0. 192，p＜0.01）和纵向联系（回归系数β＝0. 265，p＜0. 01）均对中小企业财务资源有显著正向影响，假设H1b、H2b和H3b成立。回归模型3的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0. 359，p＜0. 01）、社会联系（回归系数β＝0. 281，p＜0. 01）和纵向联系（回归系数β＝0. 172，p＜0. 01）均对中小企业管理能力有显著正向影响，假设H1c、H2c和H 3c成立。回归模型4的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0. 487，p＜0.01）和社会联系（回归系数β＝0.139，p＜0. 01）对中小企业生产能力有显著正向影响，假设H1d和H3d成立；但企业外部社会资本的纵向联系对中小企业生产能力的影响不显著（p＝0. 055＞0. 05），假设H2d不成立。

回归模型5的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0.325，p＜0.01）和社会联系（回归系数β＝0.382，p＜0.01）对中小企业技术创新能力有显著正向影响，假设H1e和H3e成立；但企业外部社会资本的纵向联系对中小企业技术创新能力的影响则并不显著（p＝0.847＞0.05），假设H2e不成立。回归模型6的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0.355，p＜0.01）、社会联系（回归系数β＝0.202，p＜0.01）和纵向联系（回归系数β＝0.255，p＜0.01）均对中小企业营销能力有显著正向影响，假设H1f、H2f和H3f成立。回归模型7的分析结果显示，企业外部社会资本的横向联系（回归系数β＝0.352，p＜0.01）、社会联系（回归系数β＝0. 115，p＜0. 05）和纵向联系（回归系数β＝0.173，p＜0.01）均对中小企业企业家能力有显著正向影响，假设H1g、H2g和H3g成立。

（二）区域软环境对中小企业外部社会资本的作用机制分析

根据已有研究假设，以中小企业外部社会资本各维度为因变量，区域软环境各要素为自变量，构建以下三个回归模型：中小企业外部社会资本的横向联系对区域软环境中的政府服务、社会文化、商业法制、市场环境的回归模型8；企业外部社会资本的社会联系对区域软环境各要素的回归模型9；中小企业外部社会资本的纵向联系对区域软环境中的政府服务、社会文化、商业法制、市场环境的回归模型10。采用全部样本数据进行回归分析，分析结果如表4-24所示。

表4-24　回归模型8～10的分析结果

回归模型8的分析结果显示，区域软环境中的政府服务（回归系数＝0.168，p＜0.05）、商业法制（回归系数β＝0.179，p＜0.05）和市场环境（回归系数β＝0. 179，p＜0. 05）对中小企业外部社会资本的横向联系有显著正向影响，假设H4a、H6a和H 7a成立；但社会文化对中小企业外部社会资本的横向联系的影响不显著（p＝0.418＞0. 05），假设H5a不成立。回归模型9的分析结果显示，区域软环境中的政府服务（回归系数β＝0. 153，p＜0.05）、社会文化（回归系数β＝0. 322，p＜0.01）、教育科技（回归系数β＝0. 201，p＜0. 05）和金融服务（回归系数β＝0. 169，p＜0. 05）对中小企业外部社会资本的社会联系有显著正向影响，假设H 4c、H5c、H 8和H9成立；但商业法制（p＝0. 379＞0. 05）和市场环境（p＝0.755＞0. 05）对中小企业外部社会资本的社会联系的影响不显著，假设H6c和H7c不成立。回归模型10的分析结果显示，区域软环境中的政府服务（回归系数β＝0. 221，p＜0. 01）、商业法制（回归系数β＝0. 188，p＜0. 05）和市场环境（回归系数β＝0. 194，p＜0. 05）对中小企业外部社会资本的纵向联系有显著正向影响，假设H4b、H6b和H7b成立；但社会文化对中小企业外部社会资本的纵向联系的影响则并不显著（p＝0. 949＞0.05），假设H5b不成立。

（三）企业外部社会资本的中介作用分析

为检验企业外部社会资本在区域软环境对中小企业竞争优势影响关系中的中介作用，本研究以中小企业竞争优势（各要素的均值）为因变量，分别以区域软环境（各要素的均值）和中小企业外部社会资本（各维度的均值）为自变量，构建了以下两个回归模型：中小企业竞争优势对区域软环境的回归模型11；中小企业竞争优势对区域软环境和企业外部社会资本的回归模型12。采用全部样本数据进行回归分析，分析结果如表4-25所示。

表4-25　回归模型11、12的分析结果

回归模型11的分析结果显示，在不考虑中介变量中小企业外部社会资本的情况下，区域软环境对中小企业竞争优势有显著正向影响（回归系数β＝0.633，p＜0. 01）。与此同时，回归模型12的分析结果显示，在加入中介变量中小企业外部社会资本之后，区域软环境对中小企业竞争优势的正向影响作用虽然依然显著（p＜0. 01），但回归系数β由0.633大幅降低到0. 310，且小于企业外部社会资本对中小企业竞争优势的影响作用（回归系数β＝0.500，p＜0. 01）。由此可见，企业外部社会资本在区域软环境对中小企业竞争优势影响关系中存在较大的中介作用，假设H10部分成立。