• 沒有找到結果。

第五章 影響台灣民眾統獨立場的因素

第一節 簽署 ECFA 前後選民經濟利益認知對於統獨態度的影響

立 政 治 大 學

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

115

第五章 影響台灣民眾統獨立場的因素

欲瞭解選民從 2008 年至 2012 年統獨立場的流動情形,藉由個體層次的定群 追蹤樣本是最適當的方式。在第四章中,我們運用交叉列表和描述統計分析了民 眾兩個年度統獨態度穩定與變遷的模式,並逐一檢視理性和感性的各個變數與統 獨議題立場之間的關係。分析結果初步顯示,在 08 年到 12 年這段時間中,為數 不少選民的統獨立場呈現「獨立現狀」和「現狀統一」的流動模式,其中 民眾對於兩岸簽署 ECFA 前後的經濟效應與衝擊影響評估,跟統獨態度之間具有 某種程度的連動關係。然而,這樣的關係是否在控制其他變數的條件下依然能夠 維持,則是本章分析與觀察的重點。有鑑於此,本章以適用於定群追蹤資料的統 計模型來檢視民眾經濟評估對於統獨態度的影響效果。具體而言,透過更嚴謹的 統計方法,我們企圖要問的是從 08 年到 12 年,在控制其他因素的條件下,ECFA 經濟評估對於統獨的影響是否還具有獨立性的效果?更甚者,對於那些具有特定 情感認同且態度穩定不變的選民來說,ECFA 經濟效應評估又如何影響他們的統 獨立場?在結構安排上本章分為兩節,第一節主要分析影響台灣民眾兩個年度統 獨立場的因素,第二節則聚焦於 ECFA 經濟影響評估在情感認同保持穩定者身上 所產生的效果。

第一節 簽署 ECFA 前後選民經濟利益認知對於統獨態度的影響

一、主要研究問題

過去針對台灣民眾統獨立場的研究發現,選民的政黨認同、台灣人認同、經 濟評價等感性和理性因素,對於統獨立場皆具有重要的影響。儘管如此,當研究 者進一步比較感性和理性因素的解釋力時,他們多半認為先於理性選擇的經濟利

‧ 國

立 政 治 大 學

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

116

益認知往往受到情感認同的形塑,經濟利害的認知與評估反映的是根深蒂固的政 治認同。因此,對於台灣民眾的統獨立場而言,感性認同的鞏固力大於物質利益 的吸引力,形成經濟無法扭轉政治的格局(吳乃德 2005;耿曙 2009;陳陸輝等 2009;陳陸輝、陳映男、王信賢 2012;Wu 2012)。然而,這樣的觀點卻鮮少被 放在一個動態的架構中加以檢視,憑藉單一時間點或多個時間點的橫剖面觀察,

導致研究者只注意到選民統獨立場「穩定」的部分,忽略了統獨乃是不確定情況 下的國家選擇,本身具有高度流動與變異的特質(俞振華、林啟耀 2013)。此外,

在缺乏縱貫時序資料的條件下,也無法進一步區分經濟利益評估對於統獨立場的 效果,究竟反映的是理性計算的心理過程,還是受到情感認同汙染過後的評價,

使得研究者過分低估了選民的經濟利益評估對於統獨態度的解釋力。

在第四章中,本研究透過選民的個體層次資料發現,儘管民眾兩個年度統獨 立場互換的情況非常罕見,但是不可否認地,也有約半數選民的統獨態度呈現「獨 立現狀」及「現狀統一」的流動模式;其中,造成人們態度發生變化背後 的系統性因素,和民眾兩個年度對於 ECFA 經濟效應的評價變化密切相關。換句 話說,從 08 年到 12 年,個人統獨態的變化並非毫無規則的隨機流動,而是跟兩 個年度 ECFA 經濟效應評價的好壞變化產生連動關係。在學理上,經濟利害評估 的效果之所以放大的原因與降低不確定性(uncertainty)的觀點類似,因為選民 針對 ECFA 的評估涉及事前預期和事後評價兩個時間點,其經濟效應不但已經發 生且可以觀察到,所以其評估態度的變化基本上具有一定程度的客觀事實基礎,

也 比 較 不 會 受 到 情 感 認 同 的 汙 染 ( Anderson, Mendes, and Tverdoea 2004;

Lewis-Beck, Nadeau, and Elias 2008)。再者,當成本和利益巨大且清晰可辨時,

或面臨嚴重的威脅時,理性自利的因素通常較能彰顯其效果(Sears and Funk 1990a)。因此,當兩岸經貿交流所產生的利弊得失不再是紙上談兵或憑空想像,

而是清楚的、可預知的、並可以在事前事後加以評估的,此時因貿易而產生的利

‧ 國

立 政 治 大 學

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

117

益分配問題,可能就會使得民眾的統獨態度受到「利害考量」的影響而發生變化。

因此,本研究認為過去在探討民眾統獨立場時,理性自利的效果可能被低估,選 民統獨立場在「維持現狀與獨立」及「維持現狀與統一」之間的擺盪,反映了民 眾在權衡利弊得失與情感價值之間高度掙扎的心理過程。如果我們對選民統獨態 度流動的部分視而不見,只強調穩定的部分,認為經濟利害評估無法影響統獨立 場,那麼其實是誤解了台灣民眾統獨偏好穩定與變遷的整體樣貌。

另外,就方法而言,如果自變數在橫斷面上與感興趣的依變數具有關聯,檢 驗這樣的關係是否也在縱貫時序下成立,理應是邏輯推論的下一個步驟,藉此論 證該關係並非虛假(spurious)(Fairbrother 2014)。當然,過去根據橫斷面資料 所做出的結論未必有誤,但是這些論述很明顯地是建立在「橫斷面關係等同於貫 時性關係」的大膽假設之上。以影響台灣民眾統獨立場的因素為例,所謂的橫斷 面關係指的是,不同選民之間對 ECFA 好壞評價差異對於統獨的影響效果,而貫 時性關係則是,給定同一位選民其 ECFA 評價由不好轉變成好所帶來的效果。很 明顯地,這兩種因果關係並不相同,有時預期和現實之間的落差反而對人的政治 態度有更深刻的效果。因此,在缺乏經驗證據的條件下,我們不宜直接假設兩者 相等。如同 Gelman(2005, 461)針對跨時跨國研究(time-series and cross-sectional studies, TSCS)所做的評論指出:「將跨國間差異所產生的效果等同於給定一個 國家隨時間改變的效果,實乃詮釋推論上的一大跳躍」,相似的邏輯也同樣可以 套用到以選民為基礎的定群追蹤資料分析上。相較於橫斷面資料,縱貫時序的定 群追蹤資料不僅能夠從「個體」選民層次掌握政治態度的持續與變化,更重要的 是,透過統計模型的控制可以看到不同選民之間態度差異對於依變數的影響效果

(組間效果),也可以觀察同一個人在不同時間點態度變化對於依變數的影響效 果(組內效果)。

‧ 國

立 政 治 大 學

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

118

綜上所述,無論是從學理或方法上,本研究都認為理性的 ECFA 經濟利害評 估對於民眾統獨立場的影響力應該受到重視。將這個論點具體化操作成可檢驗之 假設,本節預期在控制個人情感認同等變數不變的條件下,選民的統獨態度不僅 會受到 ECFA 好壞評價差異的影響;更重要的是,若民眾兩年度 ECFA 的評價從 悲觀轉為樂觀,其統獨立場也可能會因此受到影響而有所位移。下面,我們便以 TEDS 2012 定群追蹤樣本為例,具體說明如何透過多層次統計模型的設定,來區 分變數的橫斷面和縱貫時序的兩種不同效果,並檢視 ECFA 經濟評估的因素如何 影響我國選民的統獨立場。

二、組間組內隨機效果模型的設定

在分析模型的建構上,要研究兩個時間點影響民眾統獨立場的因素的最佳方 法,是將不同時間點所做的觀察視為是隸屬在同一位受訪者身上的資料結構,如 同第三章圖 3-2 的關係。近年來,逐漸蓬勃發展的多層模型(multilevel model)

或稱階層線性模型(hierarchical linear model)便是適合用來分析此種套疊結構主 題的研究方法(Rabe-Hesketh and Skrondal 2008; Raudenbush and Bryk 2002)。同 時,為了區分自變數中組間和組內兩種不同效果,因此本節在上述多層模型的基 礎之上,建立一個「組間組內的二層隨機截距模型」(between and within two level random intercept model)(或稱隨機效果與固定效果併用法,hybrid method)來探 討影響民眾統獨立場的因素。43 第一層(level 1)是選民在兩個時間點所進行的 兩次訪問,以 i 來表示;然後第二層(level 2)則是個別選民,以 j 來表示。建 立此二層隨機截距模型的步驟如下:

43 近年來,組間組內隨機效果模型已在跨時跨國和定群追蹤等集群資料中廣泛運用,相關學理 探討和方法應用可參考 Allison(2009);Bartels(2008);Bell 和 Jones(2014);Fairbrother(2014);

Rabe-Hesketh 和 Skrondal(2008)。

‧ 國

立 政 治 大 學

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

119

Level 1:𝑌𝑖𝑗 = 𝛽0𝑗+ ∑ 𝛾0𝑘 𝑋𝑘𝑖𝑗

4

𝑘=1

+ 𝑒𝑖𝑗 , 𝑒𝑖𝑗 ~ 𝑁(0, 𝜎𝑒2)

上式中,𝑌𝑖𝑗即為兩個年度民眾在 0~10 統獨議題立場上的位置,光譜的一邊 0 表示儘快獨立,另一邊 10 則表示儘快統一。我們假定誤差項𝑒𝑖𝑗是一個期望值 為 0、變異數為𝜎𝑒2的常態分配。 𝑋𝑘𝑖j為 4 個在受訪者和訪問時間點均有變異的因 時而異之變數,其變數下標同時包括訪問層次 i 和選民層次 j,其估計係數則為𝛾0𝑘。 而𝛽0𝑗主要是用來捕捉選民個體層次自變數(subject-specific variables)的影響;

據此,第二層的迴歸方程式可寫成:

Level 2:𝛽0𝑗 = 𝛾00+ ∑ 𝛾0𝑠 𝑍𝑠𝑗

8

𝑠=1

+ 𝑢0𝑗 , 𝑢0𝑗 ~ 𝑁(0, 𝜎𝑢2)

將上述兩式合併後得到:

𝑌𝑖𝑗 = 𝛾00+ ∑ 𝛾0𝑠 𝑍𝑠𝑗

8

𝑠=1

+ ∑ 𝛾0𝑘 𝑋𝑘𝑖𝑗

4

𝑘=1

+ 𝑢0𝑗 + 𝑒𝑖𝑗 , 𝑢0𝑗 ~ 𝑁(0, 𝜎𝑢2); 𝑒𝑖𝑗 ~ 𝑁(0, 𝜎𝑒2)

我們根據過去的學理基礎,加入理性和感性的解釋變數,在理性因素中,包 含選民兩個年度對於 ECFA 的經濟效益評估、個人的職業階級、教育程度、及是 否在中國有直接或間接的利益涉入等。在感性因素方面,則包括民眾兩年度的政 黨認同、台灣人/中國人認同,和是否支持九二共識。此外,亦有性別、省籍、

年齡、居住地等控制變數。由於上述變數有些是不隨時間變化的變數(time constant variables),有些則是隨時間變化的變數(time varying variables),為了 區分其屬性,分別以 Z 和 X 為代表。具體而言,上述變數計有:

‧ 國

立 政 治 大 學

N a tio na

l C h engchi U ni ve rs it y

120

Z1j =性別(男性=1,女性=0)。

Z2j =省籍(本省閩南人、大陸各省市人,以本省客家人為參照類)。 Z3j =居住地(北部、中部、東部,以南部地區為參照類)。

Z4j =職業階級(白領階級=1,非白領=0)。

Z5j =教育程度(國初中、高中職、專科、大學以上,以小學及以下為參照類)。 Z6j =往返中國次數(連續變數)。

Z7j =是否投資中國(曾有=1,沒有=0)。

Z8j =支持九二共識與否(支持=1,不支持=0)。

Z8j =支持九二共識與否(支持=1,不支持=0)。