第六章 台灣民眾政府信任之因果模型
第一節 政府績效、公民滿意度與政府信任之迴歸分析
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第六章 台灣民眾政府信任之因果模型
在前一章中針對台灣民眾對政府績效、公民滿意度的評價，以及對中央政府、
地方政府與整體政府的信任程度，進行描述性統計分析，並且進行個人背景屬性 與政治態度在各構面上的平均數差異檢定。調查分析結果初步勾繪出民眾對政府 績效的評價與信任態度，以及不同個人背景傾向在各構面上的差異。
不過，由於描述統計與平均數差異檢定僅能說明民眾在各題項或構面上的態 度分佈或差異情形，並無法闡明各變項之間的因果關係或影響方向。因此，為進 一步探求政府績效、公民滿意度與政府信任的影響因素，瞭解所有自變項對依變 項的影響力，以及驗證本研究所提出的政府信任因果模型，本章將進行迴歸分析 與結構方程式分析。
第一節 政府績效、公民滿意度與政府信任之迴歸分析
本節旨在探析政府績效（公共服務品質與公共服務倫理）、公民滿意度與政府 信任（中央政府、地方政府與整體政府信任）預測變項的影響力。首先，將針對 各影響變項與結果變項之間的關聯性進行分析，以檢驗各變項間的關聯強度與方 向，以及進行各預測變項的共線性與殘差常態分配的診斷。繼之針對多元迴歸分 析結果，解析各影響變項的解釋力與檢證變項間因果關係。最後，再就公民滿意 度的中介效果檢測予以說明。
本研究採用多元迴歸分析來探討各影響變項的解釋力。多元迴歸分析係在探 討一組獨變項如何有效解釋依變項分數的變異，基於預測或解釋的不同目的，多 元迴歸的類型可進一步區分為預測型迴歸與解釋型迴歸兩種（邱皓政，2008）。基 於本研究目的旨在探析與釐清各研究變項間的關係，以及如何對各效標變項（政 府績效、公民滿意度與政府信任）的變異提出一套具有合理解釋的迴歸模型，是
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以，本研究採用解釋型迴歸來進行分析。解釋型多元迴歸的類型包括同時多元迴 歸（simultaneous regression）與階層迴歸分析（hierarchical regression）兩種。依據本 研究研究假設與理論架構，在探討政府績效構面（公共服務品質與公共服務倫理）
的影響因素時，因為僅具有個人背景屬性與政治態度一組影響變項，故本研究採 取同時多元迴歸法來分析個人屬性傾向對政府績效所具有之解釋力。另外，在公 民滿意度與政府信任（中央政府、地方政府與整體政府信任）兩個效標變項上，
基於探析個人屬性傾向與政府績效兩區組變項的個別解釋力，本研究採用階層迴 歸結合同時輸入法來進行分析，如此將有助於解析各區組變項的解釋變異量之變 化。
壹、多元共線性與殘差常態分配之診斷
為瞭解個人屬性傾向、公共服務品質、公共服務倫理與公民滿意度等影響變 項對中央政府、地方政府與整體政府信任等結果變項的關聯強度與方向，以及各 影響變項之間有無共線性的問題，在進行迴歸分析之前，先進行變項間的積差相 關分析（Pearson’s product moment correlation coefficient, Pearson’s r）。
進行積差相關分析時，針對個人屬性傾向變項之類別變項，均先轉換成虛擬 變項。各虛擬變項之參照組設定，性別以男性、父親省籍以本省閩南人、居住地 區以宜花東、政黨傾向以傾向民進黨、統獨立場以傾向獨立、族群認同以台灣人 為參照組。
表 6-1 為各變項彼此間的相關係數，顯示公共服務品質、公共服務倫理、公民 滿意度、中央政府、地方政府與整體政府信任之間均呈現顯著正相關，表示民眾 對政府的公共服務品質、公共服務倫理感受愈好，其公民滿意度及對中央政府、
地方政府與整體政府信任度也愈高。
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表 6-1 各變項之相關性分析 N=772
變項 V1 V2 V3 V4 V5 V6 V7 V8 V9 V10 V1中央政府信任 -
V2地方政府信任 .387** -
V3整體政府信任 .540** .387** -
V4公民滿意度 .557** .540** .619** -
V5公共服務品質 .292** .557** .434** .695** -
V6公共服務倫理 .030* .292** .317** .336** .346** -
V7女性 .077* .030 .020 .115** .106** -.067 -
V8年齡 -.050 .077* .098** .075* .117** .122** -.097** -
V9教育程度 .034 -.050 .023 .058 .034 .001 .082* -.596** -
V10本省客家人 -.031 .034 .046 .036 .022 -.003 .047 -.029 .071* - V11大陸各省市人 -.113** -.031 .177** .082* .094** .089* .016 .068 .067 -.130**
V12北北基 .008 -.113** .020 .019 -.046 -.032 -.023 -.012 .058 -.058 V13桃竹苗 .012 .008 .024 -.003 .023 .069 .001 .048 -.004 .324**
V14中彰投 .052 .012 -.002 -.007 -.008 .007 .033 -.115** .006 -.082* V15雲嘉南 .038 .052 .001 -.002 .026 -.032 -.020 .074* -.127** -.095**
V16高屏澎 .210** .038 -.062 -.060 -.021 -.050 .020 .014 .059 -.037 V17傾向國民黨 -.182** .210** .478** .426** .301** .165** .070 .052 .097** .038 V18中立 .052 -.182** -.177** -.138** -.148** -.079* -.013 -.054 -.039 .000 V19傾向統一 .105** .052 .115** .154** .093* .026 .018 .049 -.019 .003 V20維持現狀 .091* .105** .178** .178** .131** .097** .012 -.064 .034 .021 V21認同台灣也是中國人 .387** .091* .301** .297** .239** .123** .053 .017 .155** -.031
接下頁
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續上表
變項 V11 V12 V13 V14 V15 V16 V17 V18 V19 V20 V21 V1中央政府信任
V2地方政府信任 V3整體政府信任 V4公民滿意度 V5公共服務品質 V6公共服務倫理 V7女性
V8年齡 V9教育程度 V10本省客家人
V11大陸各省市人 -
V12北北基 .117** -
V13桃竹苗 .031 -.259** -
V14中彰投 -.092* -.339** -.218** - V15雲嘉南 -.099** -.278** -.179** -.234** -
V16高屏澎 .013 -.274** -.176** -.230** -.189** - V17傾向國民黨 .237** .075* .047 .001 -.180** .014 - V18中立 -.069 -.033 -.006 .033 .014 -.005 -.562** - V19傾向統一 .067 .040 .103** -.035 -.062 -.020 .225** -.111** - V20維持現狀 .040 -.014 .007 .009 .009 -.037 .165** .022 -.454** - V21認同台灣也是中國人 .236** .063 .027 -.013 -.121** -.004 .417** -.094** .221** .181** -
**. 在顯著水準為 0.01 時 (雙尾)，相關顯著。 *. 在顯著水準為 0.05 時 (雙尾)，相關顯著。
針對共線性（multicollinearity）問題的診斷，由表 6-1 可得知各影響變項之間 的積差相關並沒有大於.8 的情形，表示多元共線性的問題並不嚴重（陳正昌、程 炳林，1998），因此可以進行迴歸分析。另外，本研究在進行迴歸分析時，亦同時 採取容忍度（tolerance）大於.10、變異數膨脹係數（variance inflation factor,VIF）小 於 10、特徵值大於.01、條件指標（condition index, IC 值）小於 30 等四個共線性診 斷標準予以判別（吳明隆，2009：537-538），經診斷本研究各預測變項均滿足以上 四個標準值，亦確認本研究之迴歸模型多元共線性的問題並不嚴重。
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假設的情形出現。本研究透過觀察三個圖形的分布情形來進行常態性診斷，此三 個圖形分別為各迴歸模型中的標準化殘差值直方圖呈現鐘型曲線；樣本標準化殘 差值常態機率分佈圖（Normal P-P Plot of Regression Standardized Residual）的標準化 殘差值累積機率分佈呈一條左下至右上的四十五度角直線；以及標準化殘差值
（Standardized Residual）與標準化預測值（Standardized Predicated Value 之）交叉散 布圖中，各點在 0 值上下呈水平隨機分布（吳明隆，2009：554-555）。經診斷本研 究各迴歸模型中的樣本觀察值均能符合常態性假定。
貳、政府績效之多元迴歸模型
為檢證研究假設 1「個人屬性傾向會影響政府績效感受」，本研究以個人背景 屬性與政治態度等變項為政府績效（公共服務品質與公共服務倫理）感受的預測 變項，進行多元迴歸結合同時進入法進行分析。
一、公共服務品質多元迴歸模型
從表 6-2 顯示，在公共服務品質多元迴歸模型中，性別、年齡、教育程度、居 住地區為北北基、政黨傾向國民黨、統獨立場為維持現狀與族群認同台灣人也是 中國人等變項對公共服務品質具有顯著解釋力（P<.05），為解釋公共服務品質的影 響因素，共可解釋公共服務品質 15.2%的變異量。而依據各變項的 Beta 值可以瞭 解其解釋力的高低，其中，以政黨傾向國民黨（.208）與居住地區為北北基（-.203）
具有較高解釋力。另外，觀察 Beta 值的正負，除居住地區北北基為負外，其他具 有效解釋力之變項均為正，此顯示居住北北基者，相對於居住宜花東者對公共服 務品質的評價較低；女性、政黨傾向國民黨、統獨立場為維持現狀與族群認同台 灣人也是中國人，相對於男性、傾向民進黨、傾向獨立與認同為台灣人，對公共 服務品質有較高的評價；此外，年齡愈大、教育程度愈高者，其政府服務評價愈 高。
此部分的分析結果，年齡、政黨傾向、統獨與族群認同的影響方向符合本研 究假設預期。不過，教育程度與居住地區的影響方向則與預期影響方向有所差異。
分析結果指出教育程度愈高者公共服務品質評價愈高，可能的解釋原因為政府近 年來推動電子化政府或線上便民服務，教育程度高者較具有技術或能力運用這類
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服務，進而對公共服務品質給予較高評價所致。此外，北北基民眾對公共服務品 質的評價較宜花東民眾為低，可能原因為北北基地區獨立或中間偏綠選民比例高 於宜花東，基於政黨傾向下投射的結果。
二、公共服務倫理多元迴歸模型
從公共服務倫理多元迴歸分析結果顯示（表 6-2），個人屬性傾向可解釋公共 服務倫理 7.4%的變異量，其解釋變異量低於公共服務品質。在各變項中，以年齡、
教育程度、居住北北基、雲嘉南、高屏澎、政黨傾向國民黨、統獨立場主張維持 現狀具有顯著解釋力。其中，以居住北北基（-.249）、高屏澎（-.218）、雲嘉南（-.180）
地區的解釋力較高，顯示居住地區影響民眾對公共服務倫理評價的程度不容忽 視。此外，分析結果亦顯示，年齡、教育程度與公共服務倫理成正向關聯；居住 地區為北北基、雲嘉南與高屏澎，相對於宜花東對公共服務倫理的評價較低；政 黨傾向國民黨、統獨立場傾向維持現狀，相對於民進黨、傾向獨立，對公共服務 倫理的評價較高。
年齡、居住地區（雲嘉南與高屏澎）、政黨傾向與統獨立場對公共服務倫理的 影響方向與本研究假設預期相符。相較於宜花東民眾，北北基民眾的公共服務倫 理評價較低，亦可能和公共服務品質評價低的原因相同，係為政黨傾向投射的結 果。另外，教育程度愈高公共服務倫理評價愈高，可能是因為相較於教育程度低 者，高教育程度者具有較充分的資訊與知識，有其能力依循正式途徑或管道與政 府機關接觸，以獲致預期需要的政府服務或使用公共資源所致。
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*P<.05 **P<.01 ***P<.001。
參、影響公民滿意度之階層迴歸模型
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表6-3為公民滿意度階層迴歸分析結果。該表顯示第一階層「屬性傾向」構面 變項中，對於公民滿意度具有顯著解釋力，共可解釋公民滿意度26%的變異量
（R2=.260，F=17.737，P<.001）。在各變項的淨解釋力上，除父親籍貫未具有解釋 力外，其餘各屬性傾向變項均能有效解釋對公民滿意度的影響。各變項的淨解釋 力可由Beta係數得知，以政黨傾向國民黨（.399）最高，顯示在個人背景屬性傾向 區組中，政黨傾向國民黨是影響公民滿意度最重要的一項因素。而其他變項的有
（R2=.260，F=17.737，P<.001）。在各變項的淨解釋力上，除父親籍貫未具有解釋 力外，其餘各屬性傾向變項均能有效解釋對公民滿意度的影響。各變項的淨解釋 力可由Beta係數得知，以政黨傾向國民黨（.399）最高，顯示在個人背景屬性傾向 區組中，政黨傾向國民黨是影響公民滿意度最重要的一項因素。而其他變項的有