第六章 政治上無力與政治上無力者的測量結果與發現
6.4 權力第一層面立法委員回應性的迴歸分析結果
表 六-7：選區立法委員回應性的迴歸分析結果
Fixed Effect Estimate(Std
.Error)[CI] t-statistic/
<df> p-value Estimate(Std.
Error)[CI] t-statistic/
<df> p-value
完整模型 精簡模型
反面回應|中性回 應
-0.693(0.409)
[-1.495 0.109] -1.694
<72.621> 0.095 -1.024(0.361)
[-1.731 -0.317] -2.837
<691.539> 0.005 **
中性回應|正面回 應
0.696(0.412)
[-0.112 1.504] 1.688
<66.988> 0.096 0.365(0.362)
[-0.345 1.075] 1.008
<589.63> 0.314 民意與表決時間 0.017(0.191) 0.09 0.928 0.03(0.167) 0.182 0.856
差 [-0.356 0.391] <121.141> [-0.298 0.358] <286.657>
政治參與 0.114(0.084)
[-0.051 0.279] 1.355
<435.481> 0.176 0.124(0.084)
[-0.04 0.288] 1.483
<2469.321> 0.659 綜合社經地位 0.265(0.159)
[-0.046 0.577] 1.67
<36.255> 0.104 0.238(0.161)
[-0.078 0.554] 1.476
<19.051> 0.654 0.341(0.407)
[-0.457 1.14] 0.838
<20.727> 0.412 群體3 0.214(0.313)
[-0.4 0.828] 0.683
<32.278> 0.499 0.338(0.315)
[-0.279 0.956] 1.074
<14.104> 0.498 0.266(0.414)
[-0.546 1.077] 0.642
<12.624> 0.532 群體6 -0.13(0.256)
[-0.633 0.372] -0.508
<24.994> 0.616 -0.107(0.216)
[-0.531 0.317] -0.495
<92.706> 0.622 女性(base=男性) -0.209(0.152)
[-0.507 0.09] -1.37
<4840.266> 0.171 族 群(base= 臺 灣
<1049.154> 0.810 大陸各省市(含
<189153.753> 0.938 -0.002(0.044)
[-0.088 0.085] -0.042
<353137.201> 0.967 經濟 -0.003(0.023)
[-0.047 0.042] -0.112
<237603.556> 0.911 -0.003(0.023)
[-0.048 0.041] -0.15
<983732.949> 0.881 公民政治權 -0.579(0.69)
[-1.931 0.773] -0.839
<136669.105> 0.402 -0.761(0.685)
[-2.104 0.582] -1.11
<151844.892> 0.267 教育文化科研 0.561(0.462)
[-0.345 1.467] 1.213
<794528.827> 0.225 0.566(0.46)
[-0.337 1.468] 1.228
<877222.498> 0.219 統獨 -1.109(0.345)
[-1.785 -0.434] -3.218
<27500.88> 0.001 ** -1.106(0.342)
[-1.778 -0.435] -3.231
<64879.137> 0.001 **
內政 -0.667(0.463)
[-1.574 0.241] -1.44
<553104.751> 0.150 -0.664(0.461)
[-1.567 0.24] -1.44
<684155.242> 0.150 立委資深程度 0.003(0.019)
[-0.033 0.04] 0.182
<47753.552> 0.856
政黨團結程度 -0.202(0.013) -15.685 0.000 *** -0.201(0.013) -15.457 0.000 ***
[-0.227 -0.177] <1466.156> [-0.226 -0.175] <1358.948>
小黨(base=大黨) 0.353(0.096)
[0.164 0.542] 3.655
<1992.426> 0.000 ***
時 期
2016(base=2010)
-0.154(0.304)
[-0.749 0.441] -0.507
<474.869> 0.613 -0.335(0.284)
[-0.893 0.222] -1.18
<104779.862> 0.238 民意與議案表決
時 間 差 × 政 治 參 與
0.08(0.061)
[-0.04 0.2] 1.309
<414.003> 0.191 0.087(0.061)
[-0.032 0.206] 1.434
<2429.421> 0.620
民意與議案表決 時 間 差 × 社 經 地 位
0.219(0.115)
[-0.007 0.445] 1.902
<36.089> 0.065 0.199(0.117)
[-0.031 0.429] 1.696
<19.774> 0.677 0.229(0.285)
[-0.33 0.788] 0.804
<42.898> 0.507 0.108(0.186)
[-0.256 0.472] 0.583
<27.201> 0.626 -0.074(0.155)
[-0.377 0.23] -0.475
<5699.775> 0.179
民意與議案表決
決時間差×大陸 各省市(含港澳 金馬)
[-0.215 0.52] <267.296>
民意與議案表
鄉鎮市區 (Intercept) 1.7301 (Intercept) 1.7540 民意與表決時 議案 (Intercept) 0.6453 (Intercept) 0.6489 黨團 (Intercept) 0.0000 (Intercept) 0.1445
Loglik -111658.800 -111669.8517
AIC 223415.595 107347.2667
Number of groups: 受訪者:鄉鎮市區 3823, 鄉鎮市區 97, 立委:黨團 84, 議案 50, 黨團 5 Number of observations: 107347.2667
註：觀察範圍為從首位受訪者受訪後半年內對應的選區立法委員表決紀錄；觀察範圍內涵蓋 50
個議案表決；多重填補合併使用R 語言 ordinalimputation 套件（Nieboer，2019）；套用事後 反覆加權權重；（）內為標準誤；[]內為 95％信賴區間；<>內為自由度；Loglik、AIC 與觀察 值個數為六個填補資料集的平均數值；隨機效果部分為第一填補資料集的模型結果數值；只
意與表決時間差×族群＋民意與表決時間差×性別女＋民意與 表決時間差×民眾與立委不相似程度＋民眾與立委不相似程度
×政治參與
無（完整模型） 240749.7 -120323.8 51
註：比較的模型基礎為第一填補資料集建立的模型（未多重填補合併）；模型比較使用 R 語言
MuMIn 套件（Bartoń，2020）
由於本研究主軸重在比較變數間關係與相關性，不特重預測及解釋因果關 係，因此匯報完整模型的結果。
首先關注與多數決民主論有關的部分。就群體大小與被回應之間的關係而言 從觀察結果顯示相對於人口比例最大的群體 1 而言沒有充分證據支持更小的群 體有著更低的被回應機率（β群體 2、β群體 3、β群體 4、β群體 5 均>0、β 群體6<0；p>0.05，信賴區間範圍全包含 0），同時隨時間經過也沒有充分證據支 持沒有更低的被回應機率（β群體2×時間差、β群體 3×時間差、β群體 4×時間 差、β群體5×時間差均>0、β群體 6×時間差<0，p>0.05，信賴區間範圍包含 0 跨 越正負號），反而群體1 有更低的被回應機率。從群體與被回應之間的關係來看 並沒有顯著的隨群體大小遞減的關係（無論是橫斷面的單一時間點觀察，或是與 時間交互關係的縱斷面觀察都是如此）。
另外從單一特徵的群體概念來說，從族群群體觀察人口比例最小的新移民群 體相對於臺灣閩南人而言有顯著的負相關，也就是較小的被回應機率（β新移民
=-1.74990457909667，p=0.0215577938119007<.05），被回應相對於不被回應的勝 算 比 是 臺 灣 閩 南 人 的 0.1737905259 倍 （ odd ratio=exp(-1.74990457909667)=0.1737905259），從時間交互關係的縱斷面觀察也可以發現新 移民群體隨時間經過相較於臺灣閩南人而言也有顯著較低的被回應機率（β新移 民×時間差=-1.26101562403962，p=0.0212127891572911<.05），隨時間經過被回應 的勝算比是臺灣閩南人的0.28336608689 倍（odd ratio=exp(-1.26101562403962)=
0.28336608689）；而其他人口比例較小的群體，包含臺灣客家人、臺灣原住民以 及外省族群，與臺灣閩南人相較並沒有顯著較小的被回應機率（p>0.05），同時也 沒有隨群體大小而呈現回應機率遞減的關係。即便是從與時間交互關係的縱斷面 觀察也還是如此（β=-0.847, p=0.157, 信賴區間跨越 0 包含正負號）。
另外關於立法者回應自身利益的菁英論部分假設，先前理論假設立法委員會 對與自己不相似的人有較低的回應（也就是可能的敵意、偏見、刻板印象所導致）
在 結 果 中 並 未 能 獲 得 充 分 證 據 支 持 （ β =0.0420988802351391, p=0.659488471234567，信賴區間包含 0 跨越正負號），從與時間交互關係的縱斷 面觀察也還是沒有充分證據支持隨時間經過選區立法委員會傾向不回應與自己 不相似的選民（β=0.0341139197064687，p=0.619964538140479，信賴區間包含 0 跨越正負號），並且係數方向與理論預設方向完全相反，從精簡模型的變數篩 選結果也可以觀察到對於立法委員是否回應民意無法貢獻解釋力，顯示敵意、偏 見、刻板印象可能並沒有真正的重要性。
另外菁英論另外一支關於立法委員會回應如同自己高社經地位者的利益假 設，在分析結果中也並未能獲得充分證據支持（β= 0.26526605410598，p=
0.1035459404788，信賴區間包含 0 跨越正負號），即便是從與時間交互關係的縱 斷面觀察也沒有充分證據顯示高社經地位者隨時間經過有顯著較高的被回應機 率（β= 0.219328250621965，p=0.0651667762161792，信賴區間包含 0 跨越正負 號），不過由於p 值的大小已經非常接近可以在 95％顯著水準下拒絕虛無假設的 程度（特別是縱貫面部分），因此仍值得注意。
至於假設立法委員會回應政治參與者較多的多元民主論以及偏差多元論部 分，根據分析結果並未有充分證據能夠支持政治參與顯著影響選區立法委員的回 應的假設（β= 0.114087942587514，p=0.176032130340328，信賴區間包含 0 跨 越正負號），同時從縱斷面隨時間經過的角度觀察也沒有充分證據能夠支持（β
=0.0800540582476331，p=0.191111504372825，信賴區間包含 0 跨越正負號）政 治參與顯著影響選區立法委員的回應機率。
承襲前述觀察，結合政治參與並未能顯著影響選區立法委員的回應，以及社 經地位並未能顯著影響選區立法委員的回應二點發現，也意味著並未有充分證據 支持偏差多元論的觀點存在於民眾以及選區立法委員之間。
至於敵意、偏見與刻板印象（多數決民主乃至於菁英論基底）與政治參與（多 元民主論基底）孰輕孰重，何者更適合作為政治上無力者的不同理論之間的競爭 主張，也就是政治參與是否可以反制議員的歧視部分，變項「政治參與×民眾與 立委不相似程度」的係數小於0（β=-0.000158956088377118），且並未達統計上 顯著程度（p=0.983482573781958，信賴區間包含 0 跨越正負號），顯示並沒有充 分證據能夠證實調節效果存在。不僅如此，也因為前述並未有充分證據支持選區 立法委員會對與自己不相似的人有較低的回應，同時也沒有充分證據支持選區立 法委員會對高度政治參與的人有更高回應，所以此變項在研究觀察範圍內以及模
型中並沒有特別突出的意義，而且民眾與立委不相似程度／敵意、偏見與刻板印 象與理論預期方向相反，依據統計實務並沒有意義存在。如果重視預測與解釋的 模型，是會確定將這個變項移除的（移除結果請參照表 六-7 精簡模型，與表 六-8 顯示此變項對於立法委員是否回應並沒有解釋力）。
在上述有關與民主理論連結與驗證的發現與未發現之外，可以若干平等權介 入與保障因素的效果以及常見的討論。首先關注女性。根據分析結果女性相較於 男性雖然有著更低的被選區立法委員回應的機率（β=-0.208504132713573），但 並未達統計上顯著程度可以充分支持差異存在（p=0.170648144361174，信賴區間 包含0 跨越正負號）；同時從時間切面觀察也沒有充分的證據可以支持女性相較 於 男 性 隨 著 時 間 經 過 有 著 更 低 的 被 選 區 立 法 委 員 回 應 的 機 率 （ β =-0.147258437962541，p=0.178974503651127，信賴區間包含 0 跨越正負號）。
其次則是有關顯見特徵，此處以新移民群體以及原住民群體為例，這二種群 體都是在臺灣社會族群群體中具有顯見特徵較能夠透過外表特徵彼此辨識而區 別出來的群體，然而對比臺灣閩南人以及其他群體並未有證據顯示顯見特徵會使 得群體（可能因為被敵意、偏見、刻板印象對待）而落於無力地位，或者是因為 顯見特徵而具有優勢的組織動員因素而居於有力地位（綜合參考前述第一層面權 力的群體因素部分分析）。
另外與本研究關注的民主理論關連較低，比較是作為控制變數的政黨團結程 度以及小黨反而是整個模型中最顯著者。特別是政黨團結程度，當政黨越團結（黨 際 競 爭 越 強 政 黨 越 凝 聚 ） 時 選 區 立 法 委 員 會 顯 著 地 越 不 回 應 民 意 （ β =-0.202129588734113，p=2.265629e-51<.001），政黨團結程度每上升一單位，則選 區 立 法 委 員 回 應 民 意 相 對 於 不 回 應 民 意 的 odds ratio 會 是 原 本 的 exp(-0.202129588734113)＝0.816989 倍。政黨團結程度對於選區立委的影響可能可以 作為多數決民主（中位選民理論）的間接證據，但前提是必須是證明民意具有趨 中趨勢的，此部分對照前述「6.1」與「6.2」關於民意與政策理想點與空間中位 數相似程度的分析結果（分布情形、不隨群體大小而有政策理想點上的顯著不 同），仍未能證實臺灣屬於符合中位選民理論的經驗描述。
小 黨 相 對 於 大 黨 顯 著 地 更 回 應 民 意 （ β=0.352617807355486 ， p=0.000263496440776834<.001），小黨回應民意相對於不回應民意的odds ratio 會 是相對於大黨的exp(0.352617807355486)＝1.422787 倍。政黨大小此一變因在原 先的理論假設中是作為多數決民主（中位選民理論）的間接證據（小黨因為政策
立場較為極端，較不回應多數民意，所以獲得較低的支持）。但事實上可能並非 如此，從實際觀察表決紀錄可以瞭解比較可能的解釋是小黨往往不願將自己投入 兩大黨政黨對決競爭的風暴中，而傾向選擇不表態、置身事外。也因為如此，此 假設以及檢視經驗證據的結果，還不能夠充分用以證明民主模型。
第七章 結論
7.1 研究發現與討論
本研究從歷來討論中的「1.各平等權介入及保障因素與政治上無力的關係」
（對照章節2.2、表 二-1）與「2.各民主理論經驗預設因素與政治上無力的關係」
（對照表 二-2 以及章節 4.2.2 的各個假設）等經驗預設分別進行驗證與分析，實 證上的發現（finding）與未發現（non-finding）包含：未發現民眾的政策偏好呈 現單峰分布；未發現在多維空間或多議題層面中政策意向隨著群體分殊而有差
（對照表 二-2 以及章節 4.2.2 的各個假設）等經驗預設分別進行驗證與分析，實 證上的發現（finding）與未發現（non-finding）包含：未發現民眾的政策偏好呈 現單峰分布；未發現在多維空間或多議題層面中政策意向隨著群體分殊而有差