第三章 研究設計與方法
第二節 研究方法與資料
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圖 1：研究架構圖
控制變數，以釐清媒介使用、人際網絡與社會脈絡對選民政黨認同的真實影響。
第二節 研究方法與資料
如前所述，橫斷面資料只能捕捉受訪者的政治傾向與其使用媒介、討論人的 傾向是否一致，而傾向是否一致並不必然能反映兩者對受訪者的影響。因此本研 究將採定群追蹤資料分析作為研究方法，研究政黨認同在兩時間點上的持續與變 遷現象。資料來源共有以下兩筆：
1. 劉義周，2005，「2002 年至 2004 年『台灣選舉與民主化調查』三年期研究 規 劃 （ IV ）： 民 國 九 十 三 年 立 法 委 員 選 舉 大 型 面 訪 案 」（ NSC 93-2420-H-004-005-SSS），台灣選舉與民主化調查規劃與推動委員會。
政黨 認同
社會脈絡
•居住地區政黨 得票紀錄
人際網絡
•政治議題討論 對象的政黨傾向
•討論頻率
社會背景變項
•世代、省籍、
族群認同
媒介使用
•使用媒體政 黨傾向
•使用頻率
政治認知
•政治知識、選舉關心程度
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2. 朱雲漢，2008，「2005 年至 2008 年『台灣選舉與民主化調查』四年期研究 規 劃 （ III ）： 2008 年 立 法 委 員 選 舉 面 訪 案 」 (TEDS2008L) （ NSC 96-2420-H-002-025），台灣選舉與民主化調查規劃與推動委員會。
本研究主要以 TEDS2004L(B)卷為分析對象，成功樣本計 1,258 份。其抽樣 方法採分層分段系統抽樣法，以設籍台灣省、台北市、高雄市，年滿二十歲以上 的合格選民為研究母體，並以各年度人口普查資料為基準，估算各層之成年人口 數，用以決定各層預計完成之成功樣本數。2008 年針對此成功樣本進行定群追 蹤訪問，成功完成 703 份，成功率為 56%。然而，由於定群資料有非隨機性的樣 本流失與訪問效應問題，在分析結果的推論上可能受到侷限（陳陸輝 1999；劉 從葦、陳光輝 2006）：若所用資料的選樣標準與依變數相關時，將使因果關係的 係數估計發生偏誤，可能高估或低估自變數的影響效果；和自變數相關時，雖不 會影響因果關係的係數估計，但在代表性的推論上將受到限制(King, Keohane and Verba 1994, 129-138；周應龍、盛杏湲 2005, 9-13)。因此，本研究將就 2008 年成 功覆訪的受訪者與未能成功覆訪的受訪者在各變數上進行卡方獨立性檢定，以檢 視資料可能造成的推論限制。以下將繼續說明各變數的測量方式及研究假設：
一、 依變數的測量
兩波問卷中，對受訪者政黨認同的測量方式均為詢問受訪者是否有偏向（和 稍微偏向）哪一個政黨，若有則續問偏向哪一個政黨。針對有回答偏向哪一政黨 的受訪者，再續問偏向該政黨的程度高低。其中偏向或稍微偏向國民黨、新黨、
親民黨者合併為泛藍；偏向或稍微偏向民進黨、台灣團結聯盟者合併為泛綠。無 偏向及無反應選項則合併為中立，並依據偏向強度重新編碼成自深藍(1)、中立 無反應(4)至深綠(7)的有序變數。
二、 自變數的測量
自變數包括媒介使用、人際網絡、社會脈絡、政治認知與社會背景變數四部 分，分別說明如下：
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（一）媒介使用
兩波問卷中，對受訪者媒介使用情形的測量均限於電視、報紙上選舉新聞的 收視情形。測量方式為先分別詢問受訪者在選舉期間對報紙、電視新聞的注意程 度，再詢問受訪者最常觀看的報紙、新聞頻道為何。本研究將使用媒介依政黨傾 向重新分類為泛藍、泛綠與中立無反應三類。另外，Schmitt-Beck(2003)和劉嘉 薇（2009）的研究結果顯示，注意程度高對媒介使用的效果有加成作用。故本研 究即以泛藍、泛綠媒介使用與注意程度(1-4)的交互作用項，作為媒介使用的測 量。在媒體政黨傾向的認定方面，本研究參考 TEDS2004L(A)卷所得資料11，將 電視新聞部分的中視、TVBS、中天，報紙部分的中國時報、聯合報與聯合晚報 歸為泛藍；民視、三立、自由時報、台灣日報歸為泛綠，其他無特定傾向者則歸 為中立。
（二）人際網絡
兩波問卷對人際網絡的測量方式皆先詢問受訪者帄時會不會和其他人討論 政治、選舉的相關議題。如非從不討論，則在詢問完受訪者討論對象後續問這些 討論對象的政黨傾向是否相同。若受訪者回答完全一樣或大部分一樣，則續問傾 向的政黨為何。在變數建構上，Kenny(1994, 1998)的研究結果顯示選民與人際網 絡互動的頻率，會影響人際網絡的影響力。因此本研究亦仿照前文媒介使用變數 的建構方式，將受訪者回答的人際網絡政黨傾向分為泛藍、泛綠與中立無反應三 類。泛藍、泛綠分別設為虛擬變數，並建立與討論頻率(1-4)的交互作用項，作為 人際網絡的測量。
11 測量方式為詢問受訪者認為其最常閱聽的電視或報紙是否認為其偏向某一政黨，若回答有者，
則續問偏好的政黨為何。偏好國民黨、親民黨和新黨的報紙或電視，本研究歸為泛藍媒體；
偏好民進黨、台聯的報紙或電視，本研究歸為泛綠媒體。之所以僅採受訪者主觀認定，而未 採納其他學者對新聞進行的內容分析（見羅文輝等 2003；羅文輝、王慧馨與侯志欽 2007），
主因既有研究成果並未窮盡 TEDS2004L(A )卷中受訪者所使用的媒介來源。羅文輝等（2003）
所分析的六個新聞頻道（台視、中視、華視、民視、TVBS、中天），僅涵蓋了 TEDS2004L(A) 卷受訪者中新聞收視戶的 77%；羅文輝、王慧馨與侯志欽（2007）所分析的四大報（中國時 報、聯合報、自由時報、蘋果日報），也僅涵蓋受訪者中報紙閱讀者的 87.3%。為求媒體間政 治傾向的比較相對周延，本研究僅採用受訪者主觀認定的結果。
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（三）社會脈絡
Beck 等人(2002)與趙珮如（2005）均以單一候選人/政黨聯盟在當次選舉的 得票情況，作為社會脈絡的測量。然而，由於台灣某些地區仍有頗具規模的第三 勢力12，單以泛藍或泛綠得票率作為社會脈絡的測量，可能會高估另一勢力。因 此本研究改以當次立委選舉（2004 年與 2008 年）中，藍綠陣營在受訪者戶籍所 在之鄉鎮市區的區域立委得票率比值，作為受訪者所處社會脈絡中政黨傾向的測 量。值得注意的是泛綠陣營 2008 年在新竹縣並無正式提名候選人，但無黨籍候 選人徐欣瑩獲得民進黨籍前縣長林光華支持，加上選舉期間傳出徐欣瑩曾加入台 灣團結聯盟。故本研究將徐欣瑩之得票計為泛綠陣營得票。
（四）政治認知
在政治認知的測量方面，Zaller(1992, 22)認為對事實性問題的了解程度，最 能夠反應個人對相關資訊的接觸與關注。因此使用政治知識作為政治認知的測 量。Beck 等人(2002)使用的資料中並無政治知識相關題目，但以對選舉感興趣的 程度作為政治認知的測量時，所得結果也符合理論預期。因此本研究將同時採用 政治知識與對選舉的關心程度來測量政治認知。其中政治知識的測量方式為詢問 受訪者五道題目：包括現任副總統、現任美國總統、現任中國大陸國家主席人名，
修憲機關名稱及立委任期。其中答對四題以上的歸為高政治知識，二至三題歸為 中度政治知識，其餘則為低政治知識13。並以中度政治知識作為中度政治認知的 測量；在選舉關心程度方面，兩波問卷的測量方式皆為直接詢問受訪者對本次立 法委員選舉結果的關心程度。本研究仿照 Beck 等人(2002)的編碼方式，將此題 去除遺漏值後，重新編碼為關心和不關心的二分變數。並以不關心選舉作為中等 政治認知的測量。
12 以 2004 年立委選舉為例，高雄市、彰化縣、雲林縣、花蓮縣的無黨籍得票率均在 10%以上。
13 Zalle r(1992, 122-124)指出政治認知對媒介效果的影響並非線性，故本研究在變數建構上不採 常用的連續變數，而改依答對題數區分為高、中、低三類。
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（五）社會背景變數
本研究中列為控制變數的社會背景變數包括省籍、世代和族群認同三項。以 下亦分述其測量方式：省籍方面，兩波問卷所得資料皆包含受訪者雙親的省籍背 景，但在台灣多屬父系家庭的背景之下，省籍的測量仍以受訪者父親之省籍為 主。區分為「本省客家人」、「本省閩南人」、「大陸各省市人」及「原住民」四類；
在政治世代的劃分上，本研究則參照蕭怡靖（2009b），以 1952 年及 1972 年前後 出生，劃分為三個政治世代。第一世代（1951 年以前出生）的成長與成年階段 幾乎都處在國民黨的威權統治之下，也經歷過二二八事件與白色恐怖。第二世代
（1952-1971 年間出生）正值台灣經濟貣飛階段，遭逢雷震籌組「中國民主黨」、
高雄美麗島事件等政治事件，加以在立法委員定期增額選舉後首度取得中央層級 的投票權，對民主政治的運作體會較深。第三世代（1972 年以後出生）對於國 民黨威權統治的印象不深，加以成長過程中經歷解嚴、民進黨成立及國會全面改 選、政黨輪替等重要事件，對民主政治的態度自然不同於其他世代。
在族群認同方面，兩波問卷的測量方式均為詢問受訪者認為自己是台灣人、
中國人或都是。但在變數建構上，由於回答「中國人」的受訪者人數過少，加以 近期研究指出中國人認同與雙重認同在政黨認同趨勢和投票決定上並無明顯差 異（如盛杏湲 2009；陳陸輝、耿曙、王德育 2009）。故本研究將回答「中國人」
的受訪者與回答「都是」的受訪者歸併為一類。
三、 統計方法
本研究為了極大化分析樣本數，因此以 2005 年訪問成功的 1,258 位受訪者 為基礎，將兩波資料合併。由於分析上不同的需要，資料安排的形式也將隨著不 同的分析 需要而 改變 ，典型 的兩種 資料安 排方式 有兩 種：一 為「帄 衡的」
(balanced)，亦即將不同波的同一變數視為不同的變數。例如本研究樣本有兩次 政黨認同的值，在「帄衡的」資料安排上即有兩個變數，該次訪問未成功者則以