⑥ 由於表四模型中的依變數為順序變數（ordinal variable），因此，比較適合的統計方法為 順序勝算對數模型（ordered logit model）。對最大概似法統計方法的相關簡介可以參考黃 紀（2000）的說明，而與本研究模型統計方法詳盡的說明，可以參考Long（1997: chap.
5），至於模型適合度檢定，如概似比例統計（likelihood ratio statistics）等相關說明可以 參考Long（1997: chap. 4）的說明。
由於一般讀者對於順序對數勝算模型較不熟悉，我們稍稍介紹一個該模 型的相關檢定。我們先從表四下半部分中，有關順序勝算對數模型的「模 型相關資訊」說明模型的適合度問題。由於本模型也屬於最大概似法估計
（maximum likelihood estimation, MLE），其模型適合度的檢定是以概似比例統 計（likelihood ratio statistics）的概似比例卡方值（likelihood ratio chi-square）
為主。由於其分佈與卡方分佈近似，因此，運用概似比卡方檢定（likelihood ratio chi-square test, LR χ2 test），來看加入我們模型中的自變數之後，對於依 變數的解釋力有無顯著效果。虛無假設（null hypothesis）是加入這些自變數 對於依變數的解釋力並無效，即所有估計參數均為0，而對立假設（alternative hypothesis）則是有自變數的參數估計不為0而對依變數的解釋具有顯著效 果。⑦ 從表四中可以發現，四個的概似比例卡方值分別為108.90、109.54、
120.31以及108.23，四個模型的自由度皆為8，因此，在對照卡方分佈表後，我 們拒絕兩個城市的四個模型的虛無假設，而顯示我們的自變數對於解釋依變數 具有顯著的效果。
現在，我們進一步解釋各個自變數的影響力。先就幾個控制變數來說，就 台北市民的市民效能感而言，女性相對於男性，在市民效能感上顯著偏高。而 就教育程度而言，小學教育程度者相對於中學教育程度者，其市民效能感顯著 偏低。此外，就台北市民的外在政治效能感而言，女性相對於男性、第一代與 第二代選民相對於第三代選民，外在政治效能感顯著偏高。不過，大學教育程 度者相對於中學教育程度者，其政治效能感顯著偏低。就高雄市民而言，其市 民政治效能感上，大學教育程度者相對於中學教育程度者，其市民政治效能感 顯著偏低。
我們進一步檢視不同陣營的民眾，在不同直轄市中，市民效能感以及外在
⑦ 統計的虛無假設為：我們加入的自變數（independent variables）的估計係數皆為0，對立 假設則是自變數中至少有一個的估計係數不為0。
臺灣民主季刊
政治效能感的差異。我們發現：不同政黨認同者，在不同城市，具有重要的差 異。以泛綠認同者而言，他們在台北市時，市民效能感顯著偏低，不過來到高 雄事後，卻顯著偏高。不過，當對象轉為中央政府時，他們的政治效能感均顯 著偏高。顯示個人的政治態度會因為標的物或是所處環境系絡不同，而出現顯 著差異。相對地，泛藍認同者在台北市的市民效能感顯著偏高，但是卻在高雄 市的市民效能感顯著偏低。此一現象除了反應政黨認同對於個人其他政治態度 的重要影響外，也顯示了個人所處環境的重要影響力。此外，表四中我們也發
表四 北高市民的市民效能感以及政治效能感的順序勝算對數模型
台北市 高雄市
市民效能感 政治效能感 市民效能感 政治效能感
係數 標準誤 係數 標準誤 係數 標準誤 係數 標準誤
女性 0.32 (0.15)* 0.47 (0.13)*** -0.18 (0.15) 0.06 (0.14) 第一代 0.04 (0.26) 0.84 (0.22)*** 0.01 (0.26) 0.27 (0.24) 第二代 0.27 (0.17) 0.36 (0.15)* 0.32 (0.18) 0.15 (0.16) 小學 -0.58 (0.25)* -0.12 (0.22) 0.00 (0.25) -0.18 (0.21) 大學 0.15 (0.17) -0.33 (0.14)*** -0.37 (0.16)* -0.12 (0.15) 大陸各省 0.34 (0.20) 0.42 (0.16) -0.42 (0.20) -0.44 (0.18)*
泛綠認同者 -0.84 (0.20)*** 1.31 (0.18)*** 1.22 (0.21)** 1.16 (0.18)***
泛藍認同者 0.74 (0.19)*** 0.00 (0.16) -0.36 (0.19)*** -0.28 (0.17) 截距
第一截距 -1.23 (0.21) 0.10 (0.18) -1.31 (0.21) -0.80 (0.18) 第二截距 -0.00 (0.21) 1.50 (0.19) 0.22 (0.20) 0.95 (0.18) 模型資訊
樣本數 770 857 720 822
G2 (LRχ2) 108.90 109.54 120.31 108.23
自由度 8 8 8 8
p 值 <0.001 <0.001 <0.001 <0.001 Nagelkerke R2 0.156 0.135 0.175 0.139 資料來源：游清鑫（2002）。
說 明：***：p <0.001, **：p <0.01,*：p <0.05（雙尾檢定）。
現：相對於本省選民，台北市的大陸各省選民在對地方政府以及中央政府的政 治效能感上，並無顯著差異，不過在高雄，大陸各省選民對地方政府與中央政 府的政治效能感上，是顯著偏低的。表四支持了本研究的假設，也就是因為所 處的環境不同，不同團體的民眾可以因為指標性的政治職位由特定黨派的政治 人物出任之不同，而出現了顯著的差異。
我們進一步檢視民眾的政治效能感對其投票行為的影響。除了與表四相同 列入的一些人口學基本變項以及政黨認同與政治效能感相關變項外，由於兩位 市長皆為現任者，因此，此次市長選舉等於對其過去四年表現的回顧性投票
（retrospective voting），本研究也加入了對現任市長的施政滿意度作為解釋變 數。此外，考慮政黨傾向與政治效能感的交互作用，表五的各模型一也加入了 這個解釋變數。
首先，台北市選民而言，模型一中可以發現：大陸各省、對市長施政滿意 者以及泛藍認同者較傾向支持現任的國民黨市長。而泛綠認同者較傾向支持民 進黨提名的候選人。不過，從交互作用項則並沒有發現政黨認同與政治效能感 之間對於民眾市長選舉中的投票傾向，存在交互作用。就表五有關台北市民眾 的市長選舉投票行為的模型二而言，整個估計結果與模型一類似，只是去掉了 模型一中原先並不顯著的變數後，我們發現：控制其他變數後，民眾的政治效 能感愈高，愈傾向支持國民黨提名的現任市長。在交互作用上我們也發現：政 黨認同真的扮演重要的因素，民進黨認同者若是具備較高的政治效能感，則愈 傾向投給民進黨提名的候選人。顯示了政黨認同除了本身對於民眾的投票行為 具有顯著影響例外，還透過政治效能感影響民眾的投票行為。
就高雄市民而言，模型一與模型二的估計結果相當類似，而模型一中的四 個交互作用的變數結果都不顯著。不過，兩個模型中均顯示，相較於其他選 民，市民政治效能感較高的選民在支持現任市長的投票傾向上，是顯著偏高 的。因此，地處臺灣南端的高雄，影響市民選擇市長的重要因素，除了選民的 政黨支持以及對現任市長的滿意程度之外，市府政策是否重視民意以及民眾對
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第二代（1943-1960年） -0.61 (0.49) -0.59 (0.46) 教育程度（國高中為對照組）G2 (LRχ2) 480.39 476.20 451.42 440.10
自由度 15 8 15 8
p 值 <0.001 <0.001 <0.001 <0.001
正確預測率 93.5% 92.4% 92.6% 90.9%
Nagelkerke R2 0.825 0.821 0.823 0.810
樣本數 591 591 591 591
資料來源：游清鑫（2002）。
說 明：***：p <0.001, **：p <0.01,*：p <0.05（雙尾檢定）。
於市政有沒有影響力等市民效能感的提升與建立，在選舉時都會轉化成具體的 選舉支持行動，讓執政的政黨得以繼續連任。換言之，地處南臺灣的高雄市，
在民進黨取得了地方以及中央政權之後，對於選民而言，所謂「執政黨」即是 民進黨。因此，在政黨執政的「政治線索」（political cues）明確的情況下，身 為高雄市民的市民效能感對其投票行為，具有重要的解釋力，也讓我們必須思 考，當我們要解釋民眾在地方層級的投票行為時，民眾對於地方政府政策回應 能力的主觀感受，必須納入考量。