本部分以立場對立為獨變項，受試者對事實性陳述的贊成時間為依變項，
進行獨立樣本單因子變異數分析。各組受試者對事實性陳述的贊成時間如表 3-3-3 所示，變異數分析結果相關圖表如表 3-3-5 與圖 3-3-1 所示。
表 3-3-5 不同立場對立組在事實性陳述贊成時間之單因子變異數分析（N = 48）
SV SS df MS F η2
立場對立（A） .22 2 .11 5.00＊ .18
誤差 .97 45 .02
＊p < .05
z
假設 3-2：立場對立在贊成時間的主要效果考驗由表3-3-5 可知，立場對立有顯著的主要效果存在，考驗結果為 F (2, 45) = 5.00，MSe = .02，p < .05，η2 = .18。經事後比較後，發現「強對立」組（M = 2570）
與「對立」組（M = 2399）在事實性陳述的贊成時間上，顯著長於「控制」組（M
= 1778），而「強對立」與「對立」組則未有顯著差異。
2399
1778 2570
1500 1800 2100 2400 2700 3000
強 對 立 組 對 立 組 控 制 組
.
贊成時間︵毫秒︶
圖 3-3-1 不同立場對立組在事實性陳述之贊成時間
然而，雖然「強對立」與「對立」組未有顯著的差異，但是研究者進一步 進行趨向分析，結果發現立場對立效果在直線趨向方面的考驗達到了顯著水準，
求得F (1, 45) = 8.92，MSe = .02，p < .05。由各組平均數可知（如表 3-3-3 與圖 3-3-1 所示），「強對立」組在事實性陳述的贊成時間似乎有長於「對立」組，再 長於「控制」組的趨勢。
（四） 其他相關測量
這個部分主要是呈現調查表二相關測量的調查與分析結果，目的在說明受 試者對此討論議題的相關想法，及針對本研究所依據的一些理論觀點進行檢驗。
首先，在「此議題切身相關與重要程度的調查」方面，在「非常無關」到
「非常切身相關」的六點量表中，48 名學生中有 44 名學生（92%）認為這是「有 點切身相關」程度以上的議題；而在「非常不重要」到「非常重要」的六點量表 中，有 36 名學生（75%）認為這是「有點重要」程度以上的議題。顯然的，公 布或取消成績排名這個議題對大多數受試者而言，應是有一定切身相關與重要程 度的議題。
其次，就有關受試者對阿煌反感程度方面的調查而言，如前面操弄檢核處 所述，「強對立」與「對立」組對阿煌的反感程度顯著高於「控制」組，這支持 了本研究依據相關理論所進行的推論（例如Brehm1966; Brehm & Brehm, 1981;
Heider, 1958; Reeder et al., 2005; Ross & Ward, 1996; Turner et al., 1987），立場對立 會引發受試者對傳送者的反感情緒。
另外，就受試者對阿煌動機方面的推論而言，研究者以立場對立與動機類 型為獨變項，進行3（強對立、對立與控制組） × 2 （自私、公眾動機）混合設 計的二因子變異數分析，結果發現立場對立與動機類型有交互作用效果存在，考 驗結果為F (2, 45) = 6.80，MSe = .96，p < .05，η2 = .23。經單純主要效果的檢驗 後，發現「強對立」與「對立」組會傾向將阿煌有這種主張的動機，推論為較可 能是為了自己的利益（M = 4.56, 4.63）， 較不可能是為了公眾的利益（M = 3.31, 3.88），然而「控制」組在對阿煌的動機做「自己利益」（M = 3.81）或是「公眾
利益」（M = 4.31）的可能性推論時，則較不會有這種傾向。換句話說，這樣的 結果支持了Reeder 等人（2005）的看法，亦即個體似乎會傾向將立場對立者（阿 煌）有該主張之動機，推論為較可能是為了自己利益，較不可能是為了公眾利益。
最後，就受試者對阿煌客觀特質與知識水準方面的推論而言，研究者將客 觀特質與知識水準合併計分後做為依變項（2 題之 r = .62, p < .05），以立場對立 為獨變項，進行獨立樣本單因子變異數分析。結果發現，立場對立有顯著的主要 效果存在，考驗結果為F (2, 45) = 11.20，MSe = 2.49，p < .05，η2 = .33。經事後 比較後，發現「強對立」組（M = 3.56）與「對立」組（M = 3.47）有較「控制」
組（M = 4.65）更傾向認為阿煌較不客觀理性、較沒知識的趨勢，而「強對立」
與「對立」組則未有顯著差異存在。這樣的結果大致支持了Ross 與 Ward（1996）
素樸實在論，以及 Turner 等人（1987）自我分類理論的看法，亦即個體似乎會 較傾向認為立場與自己相反者，是較不客觀理性、較沒知識的人。
四、 討論
以上的分析結果顯示（各假設考驗結果，亦簡要註記於表 3-3-1），在贊成 個數方面的考驗支持了假設3-1 的預測，三組受試者對阿煌所做的事實性陳述做 出贊成判斷的個數並沒有差異存在。而由於在6 句事實性陳述中，三組受試者分 別按下贊成的平均個數至少在5.81 次以上（97%），這顯示各組受試者在接觸到 事實性陳述時，意識中應皆知道這些陳述都是有關阿煌的一些事實，因此普遍會 對這些事實性陳述做出贊成的判斷。
另外，在贊成時間方面的考驗，也大部分支持了假設3-2 的預測，「強對立」
與「對立」組對這些事實性陳述做出贊成判斷的反應時間，明顯長於「控制」組。
而雖然「強對立」與「對立」組間的差異未達顯著水準，但趨向分析結果仍顯示，
「強對立」組的贊成時間有長於「對立」組的趨勢。
這樣的結果有什麼意義呢？何以各組受試者在接觸到事實性陳述時，雖然 皆普遍會對事實性陳述出贊成的判斷，但「強對立」與「對立」組對這些事實性
陳述做出贊成判斷的反應時間，卻會長於「控制」組呢？本研究認為這正是因為 立場對立訊息對所引發接收者的反對傾向，是屬於自動化的處理所導致。換句話 說，當「強對立」與「對立」組受試者在接觸到事實性陳述時，因為這種陳述是 很客觀的事實，因此此兩組受試者應該可以如同「控制」組一樣，很明快的對其 做出贊成判斷（應屬意識處理所做出的判斷），但此兩組受試者卻必需花較多的 時間才能做出判斷，顯然的，這種做出贊成判斷的反應是被受試者已存在的「反 對傾向相反力量」所抑制了，而且這種「反對傾向的相反力量」顯然並非來自個 體的意識層次，而是屬於意識外之自動化處理所驅動的力量。
此外，本研究認為立場對立訊息對自動化反對傾向的活化，主要是透過反 感情緒的中介，因此推論在加強了對立程度與受試者的反感情緒後，此種自動化 反對傾向應該也會有加強的趨勢。雖然在贊成時間的分析中，「強對立」與「對 立」組贊成時間的差異並沒有達到顯著，但是由趨向分析顯示的趨勢來看，「強 對立」組的贊成時間似乎仍有隨著反感情緒的增強，而長於「對立」組的趨勢。
最後，雖然本研究由「強對立」與「對立」組對事實性陳述贊成時間變慢 的結果，來推論反對傾向的存在，以及反對傾向屬自動化處理。但是值得注意的 是，反對傾向延長贊成時間背後的機制，卻可能存在著不同的解釋。例如反對傾 向延長贊成時間的機制，有可能是透過讓受試者「不願意」對傳送者做出贊成判 斷，而延長受試者做出贊成判斷的時間，但也有可能是透過讓受試者傾向對傳送 者提出的訊息進行「更審慎的思考」，而延長了受試者做出贊成判斷的時間。顯 然的，實驗三的資料雖然支持了本研究的推論（反對傾向的存在及反對傾向屬自 動化處理），但仍值得後續更多的實驗進一步重複驗證，與釐清背後的機制。
五、 小結
綜合上述，可知本研究的推論大致獲得了實驗三考驗資料的支持。當個體 在與立場對立者進行意見討論時，立場對立訊息經由反感情緒，而對論點贊否反 應產生的直接影響（引發反對傾向），確實是屬於自動化的處理。
實驗四 論點性質與立場對立對論點贊否反應之影響
一、 實驗目的、推論與假設
在實驗一中，大致支持論點立場與論點品質等兩類的論點性質，會同時對 受試者的論點贊否反應產生影響，順論點或強論點較傾向引發個體的贊成傾向，
逆論點或弱論點則較傾向引發個體的反對傾向，且有關「論點性質的影響」較屬 於意識層面的處理。在實驗二、三中，則發現傳送者的立場對立訊息，亦會引發 個體的反對傾向，且這種「立場對立訊息對論點贊否反應的直接影響」則屬於自 動化的處理。實驗四則進一步針對研究問題四，希望釐清「論點性質對論點贊否 反應的影響」這種意識層面的處理，是否會與「立場對立訊息的直接影響」這種 自動化的處理同時並存，且立場對立訊息是否會干擾論點性質的處理，而間接對 論點贊否反應產生影響？本研究歸納先前研究結果與相關文獻提出CSAAM，認 為「論點性質對論點贊否反應的影響」這種意識層面的處理，會與「立場對立訊 息的直接影響」這種自動化的處理同時並存，且立場對立訊息也會對論點品質的 處理產生干擾，而間接對論點贊否反應產生影響。因此，實驗四在不同立場對立 組對傳送者提出的論點進行贊否判斷時，提出以下假設（所有假設亦整理於表 3-4-1，交互作用假設可參見附圖）：