這個部分主要是呈現調查表二相關測量的調查與分析結果，目的在說明受 試者對此討論議題的相關想法，及針對本研究所依據的一些理論觀點進行檢驗。
首先，在「此議題切身相關與重要程度的調查」方面，在「非常無關」到
「非常切身相關」的六點量表中，48 名學生中有 42 名學生（87.5%）認為這是
「有點切身相關」程度以上的議題；而在「非常不重要」到「非常重要」的六點 量表中，有37 名學生（77%）認為這是「有點重要」程度以上的議題。顯然的，
這個議題對大多數受試者而言，應是有一定切身相關與重要程度的議題。
其次，就有關受試者對阿煌反感程度方面的調查而言，如前面操弄檢核處 所述，「強對立」與「對立」組對阿煌的反感程度顯著高於「控制」組，這支持 了本研究依據相關理論所進行的推論（例如Brehm1966; Brehm & Brehm, 1981;
Heider, 1958; Reeder et al., 2005; Ross & Ward, 1996; Turner et al., 1987），立場對立 確實會引發受試者對傳送者的反感情緒。
另外，就受試者對阿煌動機方面的推論而言，研究者以立場對立與動機類 型為獨變項，進行3（強對立、對立與控制組） × 2 （自私、公眾動機）混合設 計的二因子變異數分析，結果在動機類型與立場對立的交互作用及主要效果的考 驗方面，皆沒有達顯著水準，考驗結果依序為F (2, 45) = .44，MSe = 1.17，p > .05；
F (1, 45) = 3.55，MSe = 1.17，p > .05；F (2, 45) = .36，MSe = .72，p > .05。這部 分的結果並未支持 Reeder 等人（2005）的看法，亦即結果並未支持「個體會傾 向將立場對立者（阿煌）有該主張之動機，推論為較可能為了自己利益，較不可 能為了公眾利益」。
最後，就受試者對阿煌客觀特質與知識水準方面的推論而言，研究者將客 觀特質與知識水準合併計分後做為依變項（2 題之 r = .60, p < .05），以立場對立 為獨變項，進行獨立樣本單因子變異數分析。結果並沒有發現立場對立的主要效 果，考驗結果為F (2, 45) = 2.39，MSe = 1.68，p > .05。然而值得注意的是，雖然 立場對立的考驗未達顯著水準，但研究者進一步進行趨向分析，結果發現在直線 趨向方面的考驗達到了顯著水準，求得F (1, 45) = 4.76，MSe = 1.68，p < .05。換 句話說，隨著立場對立的操弄，「強對立」組（M = 4.03）與「對立」組（M = 4.31）
似乎有較「控制」組（M = 4.53）更傾向認為阿煌較不客觀理性、較沒知識的趨 勢。這樣的結果部分支持Ross 與 Ward（1996）素樸實在論，以及 Turner 等人（1987）
自我分類理論的看法，亦即個體似乎會較傾向認為立場與自己相反者，是較不客 觀理性、較沒知識的人。
四、 討論
以上分析結果顯示（各假設考驗結果，亦簡要註記於表 3-2-1），贊成個數 的考驗大部分支持假設 2-1 的預測，「強對立」與「對立」組對阿煌相片按下贊 成的個數顯著少於「控制」組。反應時間的分析則部分支持假設2-2 的預測，「立 場對立」的操弄，主要會延長受試者對阿煌相片按下贊成的時間，然而在加速受 試者按下反對時間方面，則較沒有產生效果。在以上的分析結果中，雖然反對時 間的分析較不如預期，但其他指標大致仍支持本研究的推論，亦即立場對立訊息 確實會引發受試者的反對傾向，而使受試者在對相片進行贊否判斷時，顯現出「更 不容易贊成」，且「更容易反對」之反應結果。
何以立場對立的操弄在加速受試者反對時間方面較無法產生效果呢？研究 者認為或許是因為反應時間的測量如同量表的測量一樣，存在著類似地板效應的 現象。亦即可能是因為控制組的受試者在對阿煌的相片進行判斷時，由於認為這 是第二次的練習，所以看到阿煌的相片時，已都盡快的做出判斷，因此即使立場 對立的操弄的確活化了受試者做出反對判斷的反應，也較難在反對判斷的反應時 間上有加速的空間。換句話說，會導致如此結果，可能是因為立場對立訊息對反 對反應的活化，較沒有辦法在反對時間的測量中顯現出來所導致。
另外，本研究認為立場對立訊息所引發的反對傾向，主要是透過反感情緒 的中介，因此推論在加強了對立程度與受試者的反感情緒後，此種反對傾向應該 也會有加強的趨勢。針對這樣的推論，在贊成個數方面的分析雖然沒有明顯得到 支持（「強對立」組只略微少於「對立」組），但在贊成時間的分析上，則明顯發 現了這樣的趨勢（「強對立」組贊成時間顯著長於「對立」組）。這樣的結果顯示，
此部分的推論亦得到了支持，立場對立訊息引發的反對傾向，的確可能是透過反 感情緒的中介。那麼，何以「強對立」組贊成個數沒有產生顯著少於「對立」組 的趨勢呢？研究者認為或許亦是因為產生了地板效應。亦即因為「對立」組對阿 煌相片做出贊成判斷的個數已相當少，贊成個數要再下降的空間不大，因此在加 強了對立程度與受試者反感情緒後，其影響較難在贊成個數測量中顯現出來。
綜合以上的分析結果，可知雖然在反對時間的分析方面較不如研究所預 期，但由贊成個數、贊成時間與相關測量的分析結果，仍足以支持本研究推論，
亦即當傳送者是個反對個體立場的人（立場對立者）時，個體將在反感情緒的中 介下，引發對傳送者的反對傾向。因此，當個體在以為是個練習的狀況下，對阿 煌相片進行贊成或反對的判斷時，才會顯現出「更不容易贊成」，且「更容易反 對」之反應結果。而且由於這樣的現象主要是透過反感情緒的中介，因此隨著對 立程度與受試者反感情緒的增強，這樣的現象也會有加強的趨勢。
五、 小結
綜合上述的分析結果與討論，可知本研究的推論大部分獲得了實驗二考驗 資料的支持。當個體在與他人進行意見討論時，立場對立訊息確實會引發個體對 傳送者產生反感情緒與反對傾向，而對其贊否反應產生直接的影響。
實驗三 立場對立對贊否反應影響之自動化驗證
一、 實驗目的、推論與假設
實驗三主要延續實驗二結果而來。在實驗二中發現，立場對立訊息會引發 接收者的反對傾向，而實驗三則進一步針對研究問題三，希望釐清這種「立場對 立訊息對接收者贊否反應的直接影響」，是否屬於自動化的處理？本研究歸納相 關文獻，認為這種「立場對立訊息對接收者贊否反應的直接影響」，屬於自動化 的處理。而倘若如同本研究所歸納的，這種影響確實屬於自動化處理，那麼本研 究認為當立場對立者提出的論點是客觀的事實性陳述時，即使個體意識中知道必 須對這些事實性陳述做出贊成的判斷，其判斷贊成的反應應該還是會被這種與意 識處理方向不同的自動化反對傾向所抑制，而延長了判斷贊成的反應時間。而且 由於本研究認為這種自動化影響是經由反感情緒的中介而產生，所以當立場對立 程度與個體的反感情緒越強時，這種自動化影響應會更加強烈。因此，實驗三在 不同立場對立組對傳送者提出的事實性陳述進行贊否判斷時，提出以下假設（所 有假設亦整理於表3-3-1）：