透過定群資料的總體分析，可以發現我國民眾制衡觀態度並不穩定，有不少 民眾的制衡觀會隨著不同時期的政治時空，配合認同的政黨或陣營改變對於制衡 觀的態度。因此，哪些民眾會有所謂不變的、強態度的政黨制衡觀？本研究提出 的假設中，包括了教育程度、年齡、性別、政治知識、政黨認同強度、統獨立場 位置、雙重族群認同等七種可能的來源。
21 邱燕玲、王貝林，2007，〈謝：國會喬過半組聯合政府〉，《自由時報》，4 月 18 日，版 A4。
22 邱燕玲，2007，〈扁：立委拿 50 席，謝喬過半〉，《自由時報》，9 月 14 日，版 A4。
表 5-8 為兩筆定群資料中的受訪者，在本研究定義的政黨制衡觀、情境制衡
資料來源 TEDS2008L (2004.06-2008.01, n=703) TEDS2008P (2008.01-2008.06, n=755)
分類 政黨 3.經 Scheffe 計算顯著水準皆<0.001 4.經 Scheffe 計算顯著水準皆<0.05 5.經 Scheffe 計算顯著水準皆<0.1
1. 使用 ANOVA 檢定
2. * p<0.05 ** p<0.01 ***p<0.001 3.經 Scheffe 計算顯著水準皆<0.1 4.經 Scheffe 計算顯著水準皆<0.001 5 經 Scheffe 計算顯著水準皆<0.1
歸類的選民間是否有所不同？本研究提出的前三個假設，是民眾自發性或透過經 驗擁有強態度的制衡觀，透過政治知識、教育程度、以及年齡等來做為觀察並成 為假設。就政治知識的部分，政黨制衡觀的民眾，與情境制衡觀的民眾在兩兩相 較下並無顯著差異，而三組比較下與其他類的民眾相比明顯為高，答題率差異約 為 1 成左右。這樣的結果與本研究第一個假設並不相符，也就是政黨制衡觀者的 政治知識並沒有比較高，甚至與情境制衡觀者不分軒輊。會有這樣的結果，本研 究認為與政治知識的測量方式有關係：在 TEDS 兩波政治知識的問題中，問的大 多是政治現況，包括行政院長、美國總統、中共國家主席等，大多是現況的運作，
而非對抽象制度的瞭解，因此測到的並不一定全是政治知識，而同時可能是民眾 的政治興趣；換句話說，民眾就算得以掌握 TEDS 題組中的政治知識，也不一定 有能力瞭解政黨制衡、機關制衡等抽象價值觀，導致本研究使用此題組來研究可 能缺乏效度，這也可能是分布呈現政黨、情境情境都大於其他類的主要原因。
相較之下，政黨制衡觀者的平均教育程度較另兩者為高，且無論是三組比較、
或是事後兩兩相較皆具顯著水準，不拒絕本研究的第二個研究假設，且與盛治仁
（2003）的研究結果一致。與政治知識相較，教育程度到 4 或 5，代表著高中職與 大學教育，也是更為長期的公民教育，尤其是高中職、大專對於憲法、憲政體制、
公民等課程，可能讓接受較高教育的民眾比較有機會接觸到分權制衡的概念，進 而擁有強態度的政黨制衡觀。
除了教育程度之外，政黨制衡觀的選民，平均年齡也較顯著的較情境制衡觀 者以及其他來得更低，具顯著水準，不拒絕本研究第三個研究假設。在兩波資料 中，強態度制衡觀者的平均年齡較另兩類選民年輕 5 歲以上，約在 40 歲左右，而 弱態度制衡觀、其他的選民平均落在 40 至 50 歲。以 2004 至 2008 的選舉來看，
代表政黨制衡觀選民大約在國中、高中、大學的受教育階段正好碰到解嚴與民主 化，而情境制衡觀者與其他的選民則是在出社會工作後開始碰到我國威權轉型。
年齡較低的選民，比較沒有經過威權統制時期的教育與社會氛圍，而體會過我國
解嚴後快速的民主化時期，此時報禁、黨禁解除，民眾接觸到分權制衡相關討論 與教育機會大增，因此可能較威權時政府運作提倡效率來說，更珍惜民主自由時 各黨互相制衡、避免濫權的民主價值。這樣的結果是與政黨制衡觀選民教育程度 較高是相互呼應的，但兩者可能具共變導致虛假相關，因為我國民眾教育程度平 均而言亦是越新一代教育程度越高，因此需透過迴歸模型進一步控制分析。
在性別上，與盛治仁（2003）的研究相異的是，政黨制衡觀的選民中，女性 的比例較其他制衡觀態度的選民來得更高，在第一筆資料中通過顯著水準。為何 女性比較可能會有制衡觀？Mueller（1988）指出相較男性參政是基於年齡與社經 條件，女性更常是出於公民義務感；而 Chodorow（1978）則指出在性別社會化的 過程中，女性較重視人際連結、合作等。這些可能是產生女性受訪者較支持政黨 制衡的原因。
民眾自發產生政黨制衡觀以外的另一種可能性，為工具性的 Fiorina 政策均衡 模型，也就是民眾主觀認為兩黨制衡後的政策產出較接近自己的理想點。表 5-7 的第五列，即為各類制衡觀類型的民眾中，受訪者對於兩岸關係的議題位置相較 於兩大黨更接近兩大黨平均值的人物比例：政黨制衡觀的受訪者中，佔三成多的 比例，而情境制衡觀者與無態度的選民中約佔兩成五。相較之下，政黨制衡觀的 民眾較有議題趨中的傾向，較另外兩類約高 5%，但兩波資料在統計上皆並不顯 著，很難證實或否證本研究的第五個研究假設。而第六列則為 Carsey 與 Layman 提出的指標，為民眾理想點距離兩黨平均值的距離減去民眾理想點至任一較近政 黨的距離。同樣的，統計結果並不顯著，雖然在 TEDS2008L 的資料中平均而言政 黨 制 衡 觀 的 選 民 符 合 預 期 的 差 值 較 低 ， 但 平 均 值 仍 為 正 ， 與 理 論 不 合 ； 而 TEDS2008P 中距離差異最小的則為其他類，同樣與假設不合。政黨制衡觀的選民，
對於統獨議題趨中情況並不高，其中一個原因可能是民眾在意、希望制衡的議題 並非統獨議題，或是民眾的政黨制衡觀並非工具性而是自發性的。相較之下，情 境制衡者與其他類具有一定比例的議題趨中者，同樣可能是因為有其他更重要的
議題重要性蓋過此議題。
本研究第六個假設，是民眾在族群認同的雙重族群認同傾向，對於民眾政黨 制衡觀產生的影響。在第一筆資料中，假設六似乎被證實了—六成的政黨制衡觀 者具雙重族群認同，並且具顯著水準。然而，在第二筆資料中，這種現象卻又消 失了，甚至其他類裡的雙重認同者比例還大於政黨制衡觀者。因此整體來說，尚 無法確認雙重族群認同與選民制衡觀類型之間的關係。
最後，在政黨認同強度上，弱態度的情境制衡觀選民，政黨認同強度是最高 的，其次是政黨制衡者，最後才是其他類，兩者在兩兩比較或是三者比較都具顯 著差異，符合本研究提出的第七個研究假設。情境政黨制衡者，可能是因為政黨 認同強度高，這種心理依附使民眾的認知與訪談的回答皆追求與政黨一致，因此 當政黨需要制衡時，政黨認同者就回答制衡、當政黨追求一致政府，政黨認同者 就反對制衡，使民眾的回答並非原本測量上希望測到的政黨制衡。相較之下，如 同本研究建立的制衡觀選民類型，政黨制衡觀的選民同樣具有政黨認同，比其他 類還要更高，但不若情境制衡者的政黨認同者高，所以他們除了有支持的政黨，
同樣具有抽象思考、追求憲法上權力相互制衡的目標。
因此，哪些選民具有強態度的政黨制衡觀？從第二次政黨輪替過程中的 TEDS 兩波資料來看，平均而言是具有較高教育程度、具政治知識、年齡較輕、具一定 政黨認同、可能統獨立場趨中的選民們。相較之下，情境制衡觀的選民則是有最 高的政黨認同強度、一定的政治知識。然而，這些變數間的關係可能是虛假的，
因此需要透過整體的分析，始能做客觀的比較評估。為了瞭解影響民眾制衡觀強 度的可能因素，本研究將此處的變數放入迴歸模型中進行觀察，設立並檢證分析 模型。