表 5-9 以及表 5-10 為 TEDS2008L、TEDS2008P 兩份定群資料的總體分析，兩
個表的差異，在於政策中和理論所使用的變數計算方式差異，也就是區分了統獨
資料來源 TEDS2008L (2004.06-2008.01, n=703) TEDS2008P (2008.01-2008.06, n=755) 分類 政黨制衡觀 其他 log likelihood
pseudo R2
Hausman Test
Omitted Chi23 df P>Chi2 Omitted Chi2 df P>Chi2 增加的機率值(Huang and Shields, 2000)，本研究使用 STATA10.0 中的 prchange 指令計算。
2. + p < 0.1 * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001
3.Hausman 與 McFadden(1984)指出，在此檢測中出現負值是常見的，代表不拒絕 IIA 假設。
首先，在兩種模型中，兩波定群資料使用 MNL 迴歸模型時的 Hausman Test 以及 Small-Hsiao Test，兩者都並不顯著，也就是並未拒絕 IIA 假設，適宜使用 MNL 進行分析，也因此本研究並不使用 MNP 來分析。本研究認為，會得到這樣的結果 並不意外，因為本研究的依變數為民眾對於制衡觀贊成與否兩次的回答，再經事 後分類而成，並且不同選項代表民眾對制衡觀的不同看法，因此相較於其他研究 對於不同候選人的選擇來說，本研究資料的依變數類別間較不會有相關性的問
表 5-10 制衡觀類型及其影響因素：MNL 迴歸模型分析(統獨趨中 CL)
資料來源 TEDS2008L (2004.06-2008.01, n=703) TEDS2008P (2008.01-2008.06, n=755)
分類 其他 log likelihood
pseudo R2
Hausman Test
Omitted Chi23 df P>Chi2 Omitted Chi2 df P>Chi2 增加的機率值(Huang and Shields, 2000)，本研究使用 STATA10.0 中的 prchange 指令計算。
2. + p < 0.1 * p < 0.05 ** p < 0.01 *** p < 0.001
3.Hausman 與 McFadden(1984)指出，在此檢測中出現負值是常見的，代表不拒絕 IIA 假設。
題。而本研究使用之模型不拒絕 IIA 假設，意謂著其模型較 Yu 等人（2010）更為 適合使用 MNL 分析。
透過表 5-9 以及表 5-10 的分析，我國哪些民眾有政黨制衡觀？第一，平均而 言，越年輕的選民，越可能具有政黨制衡觀，證實了本研究第三個研究假設。在 四個迴歸模型中，年齡對於政黨制衡觀的機率影響都是顯著為負，意謂年紀越輕 的選民，相對而言越可能落在政黨制衡觀的類別。在 TEDS2008L 資料產出的兩個 模型中，在其他變數不變的情況下，選民每年輕 1 歲，落在政黨制衡的機率就比 落在其他類高 0.4%；在 TEDS2008P 的資料中，在其他變數不變的情況下，選民每 年輕 1 歲，落在政黨制衡觀選民類別的機率就比落在其他類高 1.4%與 1.8%。
如果使用 STATA10.0 中的 prgen 以及 twoway 的功能，則可把 MNL 迴歸模型 中將其他自變數以平均數代入，觀察特定自變數改變對於依變數各類別機率的影 響（Long and Freese,2006）。因為兩個模型在估計上並無太大的差異，圖形僅跑表 5-8 的模型，也就是統獨趨中 CL 的模型，因為其解釋力較高。
圖 5-7 為民眾年齡與制衡觀類型間的關係，可以發現 MNL 預測之後，年齡越 輕的選民中，具政黨制衡觀的比例越高。這個結果呼應了徐永明（2004）、以及游 清鑫、蕭怡靖（2007）的研究。年輕的世代具有較高、強態度的政黨制衡觀，可 能因為我國民主轉型的過程中，教育與接收資訊的量改變、政經環境改變，導致 年輕選民更不支持戒嚴時的一黨獨大統治，珍惜分權制衡的概念，產生政黨制衡 觀。
第二，就政黨認同強度而言，政黨認同強度由高排至低依序是情境制衡者、
政黨制衡者、其他類，證實本研究第七個研究假設，以及呼應本研究建立的制衡 觀的類型。在四個迴歸模型中，其他變數不變的情況下，政黨認同強度每高 1 級，
受訪者落在情境制衡觀選民的機率就比落在其他類的機率高 13%左右。另一方 面，對於政黨制衡觀的選民來說，他們並非是「沒有政黨認同，所以希望各黨互 相制衡避免濫權」，平均而言具有一定強度的政黨認同，這可能是因為具政黨認同 者往往具有一定的政治興趣，會收集資料、思考有利的政治體制與民主價值。但 當政黨認同太高、對於政黨太過熱情，對於制衡的態度較可能是服膺政黨領袖的 意見，而在受訪時隨著政黨改變，成為情境制衡觀者。
假如使用 prgen，來模擬政黨認同強度對於制衡觀類型的影響，如圖 5-8 中顯 示，統獨趨中 CL 模型的兩波定群資料中，當民眾政黨認同強度越大時，民眾落在 政黨制衡觀與情境制衡觀的機率皆會上升，落在其他類的機率下降，但很顯然情 境制衡觀者的機率上升較快；當政黨認同強度是最高的 4 分時，民眾為情境制衡 觀的機率是最高的。
圖 5-8 選民政黨認同強度與制衡觀強度機率變化
民眾在族群認同上具有中國人、臺灣人的雙重族群認同時，是民眾成為政黨 制衡觀者的原因嗎？從 TEDS2008L 的結果來看，民眾具有雙重族群認同時，相對 來說，在其他變數不變的情形下，成為政黨制衡觀者的機率會提高。換句話說，
當民眾具有雙重認同時，在受訪時表示「支持制衡」，越可能是真的支持此一民主 價值。然而，在 TEDS2008P 的分析中，民眾具雙重族群認同者更可能成為其他類。
會有這樣轉變的原因，本研究認為與我國族群認同的轉變有關。歷年來政大選舉 研究調查中心對於我國民眾族群認同的研究顯示（如圖 5-9），我國民眾的臺灣人
單一認同比例不斷上升，甚至在 2009 年突破 50%並一去不返，而雙重認同、中國 人認同皆逐漸下降，儼然逐漸成為臺灣人民的新共識。在這樣的情形下，民眾具 有單一臺灣人認同，並不一定會發生 Reilly（2001）書中的北歐族群衝突、或是 Sartori（1976）所云對相互原則的反對。因此，就弱態度與強態度制衡觀民眾相比，
政黨制衡觀的選民確實具有較高比例的雙重認同者，但整體來說雙重族群認同者 在整個資料中比例是不斷下降的。
圖 5-9 臺灣人/中國人 族群認同趨勢圖 1992-2011
資料來源：國立政治大學選舉研究中心重要政治態度分布趨勢圖(http://esc.nccu.edu.tw)
另一方面，民眾統獨立場假如比較趨中而具有政策中和的動機，如同 Fiorina 的政策中和模型，是民眾產生政黨制衡觀的原因嗎？就表 5-9 第一種模型來看，雖 然顯示了這樣的趨勢（0.278 與 0.051，分別有 6.8%與 1.5%機率較其他類更可能類 成為政黨制衡觀類），但並未通過顯著水準。而表 5-10 的結果來看，兩個模型得到 不一樣方向的估計值，意謂著其結果並不穩定。兩者綜合來看，無法證實、也並 未否證本研究第五個假設。為何民眾統獨立場接近兩大黨平均值，並無法成為民
眾具有政黨制衡觀的原因？本研究認為，一個原因可能來自於本研究測量的問 題。本研究對於統獨趨中的定義，包括了 Born、Fiorina、以及 Casmey 與 Layman 的計算方式，各自仍有其缺點，最主要的缺點即為假設民眾對於制衡後的計算方 式一樣，而這樣的假設可能是有問題的。另一方面，Born 與 Fiorina 建議的編碼方 式，也就是表 5-8 中將民眾分類成有誘因制衡與無誘因制衡，優點在於以一個指標 就提出了政策均衡理論的動機，但卻可能無法區別出兩大黨極端與否。換言之，
當兩大黨距離受訪者統獨立場非常近時，民眾實際上不一定具有政策均衡的強烈 要求，卻同樣會被本研究編碼成思考政策均衡理論，這是未來測量方式可以再改 進之處。
就政治知識來說，平均而言政黨制衡者與情境制衡者，政治知識皆較其他類 來得更高。然而，政黨制衡者的政治知識並沒有比情境制衡者高，因此並不符合 本研究第一個研究假設。之所以不符合的原因，本研究在前半部已有說明，這可 能與政治知識題組的測量方式有關，因為該題組大多是測量當下的政治實況，而 並未測量到抽象的概念或制度，因此掌握這類題組的民眾可能具有較高的政治興 趣，卻不一定具有足夠到思考政黨制衡、機關制衡的能力。同時，這樣的結果與 盛治仁（2003）以及 Yu 等人（2010）的研究相反。盛治仁指出 1998 與 2001 年民 眾的政治知識與支持制衡觀並無顯著關係；而 Yu 等人將民眾的制衡觀區分成穩定 制衡、轉而朝向制衡、穩定反制衡、轉而朝向反制衡四種，並企圖用民眾的政治 知識解釋，而迴歸模型顯示民眾的政治知識越高，相對來說越傾向穩定反制衡而 非穩定制衡。總結來說，本研究的模型顯示，足夠的政治知識對於政黨制衡者來 說只是充份條件，而非必要條件。
在兩波資料中，女性皆有較高的機率成為政黨制衡者，並在 TEDS2008L 的資 料中達到顯著水準，也與本研究第四個研究假設以及盛治仁的研究（2003）相反。
可能的原因，如前文所述，包括 Mueller（1988）指出女性參政出於公民義務感、
Chodorow（1978）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
支持制衡的原因。
在控制了其他變數的影響力之後，教育程度對於民眾制衡觀類型的影響似乎 就沒有那麼顯著，僅能看出政黨制衡觀的選民平均而言教育程度高於情境制衡觀 的選民，但整體來說也並沒有否證本研究第二個研究假設。可能的原因，在於民 眾的教育程度與民眾的年齡、政治知識之間具有共變的關係，因為我國新的世代 教育程度平均而言較高，而教育程度較高通常也會有較高理解與吸收政治知識的 能力與管道。教育程度不顯著的結果，雖然與盛治仁（2003）的研究不同，卻與 Yu 等人（2010）的研究有接近的地方。Yu 等人將民眾的制衡觀區分成穩定制衡、
轉而朝向制衡、穩定反制衡、轉而朝向反制衡四種，並企圖用民眾教育程度解釋 之。結果民眾教育程度越高，除了穩定制衡的比例越高外，穩定反制衡的比例同 樣越高，這在本研究的歸類中就是「其他」類。
第柒章、結論
本研究欲探討我國民眾心中的制衡觀與成因。在目標上，本研究一共分成三 大部分：第一，探討臺灣民眾的制衡觀在「概念上」所指的是什麼；第二，探討
本研究欲探討我國民眾心中的制衡觀與成因。在目標上，本研究一共分成三 大部分：第一，探討臺灣民眾的制衡觀在「概念上」所指的是什麼；第二，探討