第五章 台灣個案分析
第二節 選制變遷對立委投票率之影響：個體分析
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第二節 選制變遷對立委投票率之影響：個體分析
雖然選舉制度變遷對台灣立委選舉投票率並沒有顯著的效應，但是我們仍然 需要關注個體選民的投票參與情形是否有受到選制變遷的影響。畢竟，投票率是 個體投票參與情形的總和，總和雖然沒有顯著改變，我們卻不能推斷個體選民同 樣也不受影響。因此，本研究在這節中將進一步從個體層面檢視選民在新舊選制 下，投票參與情形是否有所不同。
一、台灣選民投票參與的穩定與變遷
為了觀察選民在新舊選舉制度下的投票參與情形，我們必須仰賴同時蒐集選 民在新舊選制下，投票行為與相關政治態度的定群追蹤資料。因此，本研究在這 部分將採用 TEDS2008L 所蒐集到的資料，這筆資料同時在 2004 年與 2008 年立 委選舉之後，訪問同一群受訪者並蒐集他們在當下的行為與態度資料。從表 5-3 的次數分配表得知，在 1,362 份有效樣本中，「穩定參與投票」的受訪者佔最多，
約 69%左右。另外三類所佔百分比比例接近，從高到低依序是「有投票變沒投票」
11.89%、「沒投票變有投票」10.28%、「穩定沒去投票」9.03%。
表 5-3 台灣選民投票參與穩定與變遷(2004-2008)
次數 百分比
穩定沒去投票 123 9.03
沒投票變有投票 140 10.28
有投票變沒投票 162 11.89
穩定有去投票 937 68.80
合計 1362 100.00
資料來源：TEDS2008L
為了驗證個體選民的投票參與是否受到選制變遷所影響，本研究將從兩個角 度探討這個問題。第一個是選民對於新選制的主觀評估，第二個則是選民的政黨 認同。選民對新選制評估所要測量的是他們在比較新舊選制後，主觀認定新選制 所營造的氛圍或新選制下所受到的動員是否讓他們更想或更不想去投票。當然，
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主觀意願未必會反映在行為上，例如：原本沒去投票的選民，雖然認為新選制較 舊選制讓他們更想去投票，但是實際上他們還是可能一樣沒去投。不過，本研究 仍假設評估新選制比舊選制更讓他們想去投票的選民，比較可能維持去投票，或 者從沒去投改變成有去投；反之，評估新選制比舊選制更讓他們不想去投票的選 民，則比較可能維持不去投票，或者從有去投改變成沒去投。雖然理論上預期 MMM 會比 SNTV 讓選民較不想去投票，但是從表 5-4（頁 88）的次數分配表來 看，僅有四成不到的台灣民眾有這種想法。其中，有將近 45%的選民認為新舊選 制對選民投票意願的影響差不多，另外 17%的選民反而認為新選制比舊選制更讓 台灣選民想去投票。
除了選民對新舊選制的主觀評估之外，本研究認為政黨認同屬性不同的選民，
他們的投票參與也有可能會受到選制變遷所影響。相較於舊選制 SNTV，新選制 MMM 在區域選舉的部分採用單一選區制，使得小黨提名動機不高，小黨支持者 去投票的動機下降。另外，在單一選區制下，大黨候選人的政見會趨向保守，非 大黨支持者能夠選擇到偏好候選人的機率下降，投票意願也隨著降低。因此，本 研究假設小黨支持者與中立選民較傾向維持不去投票，或者從有去投改變成沒去 投；反之，大黨支持者則較傾向維持去投票，或者從沒去投改變成有去投。表 5-4（頁 88）顯示，穩定支持大黨的選民最多，佔了約 50%左右，穩定支持小黨 的民眾最少，不到 2%。另外，轉向支持大黨的選民也多於轉向支持小黨或轉向 沒有支持的選民。本研究認為，這可能與 MMM 選制下，區域選舉採單一選區 有關。不少小黨候選人為了在單一選區勝選，改投大黨的陣營，可能也帶走了不 少小黨支持者。
本研究在這部分也將控制一些在研究投票參與時所不能忽略的重要變數，包 括：選舉關注程度、政黨認同強度、性別、年齡、教育程度。選舉關注程度反映 選民本身對這場選舉的興趣，因此可以預期選舉關注程度愈高或變高的選民，愈 有可能去投票或從不投票改為去投票；政黨認同程度則是反映選民自願前往投票
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模型」(discrete choice model)(Hensher, Rose, and Greene 2005; Greene 2008)為基礎。由於所要分析的依變數為選民投票參與的穩定與變遷，屬於無序多分的四分類類 別變數（見表 3-3），因此本研究將採用多項勝算對數模型(Multinomial Logit Model，
簡稱 MNL)來探究哪些因素將影響選民投票參與的穩定與變遷類型38。
MNL 模型可視為一般效用極大化模型(random utility model，簡稱 RUM)的 一種例子，若特定的第 i 個人面臨了 J 種選擇，其中第 j 個選擇的效用為：
𝑈𝑖𝑗 = 𝑉𝑖𝑗 + 𝜀𝑖𝑗 = 𝐗𝑖𝛃𝑗+ 𝜀𝑖𝑗, 𝑗 = 1, … , 𝑚, … 𝐽; ε𝑖 = [𝜀𝑖1, 𝜀𝑖2, … , 𝜀𝑖𝑗]~𝑓(𝜀𝑖) 假設第 i 個人選擇了第 m 個選項，則其機率可表示為：
𝜋
𝑖𝑚= Pr(𝑦
𝑖= 𝑚|𝐱
𝑖) = Pr (𝑉
𝑖𝑚+ 𝜀
𝑖𝑚> 𝑉
𝑖𝑗+ 𝜀
𝑖𝑗, ∀𝑚 ≠ 𝑗)
假定干擾項誤差項ε間存在 iid(independent and identically distributed)的關係，
且具第一型極值分布 (type-I extreme-value distribution)，則根據 McFadden(1974) 之證明，可得 Y 之機率分布如下：
38 在制度研究中，解釋變數常被質疑存在的內因性(endogeneity)問題。因此，本研究先以廣義結 構式模型(generalized structural equation model, GSEM)來檢驗選民對制度評估與他們的投票參與 之間是否存在其他潛在解釋變數。分析結果呈現在附錄表 5-3-1（頁 173）與附錄表 5-3-2（頁 174），
發現共通潛在變數(L)並不顯著，故無內因性問題，以下分析均採 MNL 模型。
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共分為四類，J=4，以「穩定參與投票者」為參照組。
MNL 模型建立在「選項間彼此相互獨立」(independent from irrelevant alternatives, 簡稱 IIA)的簡化假定之上(McFadden 1974)，分析與解讀較為簡便。
假如 IIA 檢定因各種因素而無法未通過(Hausman and McFadden 1984)，本研究則 將改採「多項機率單元模型」(multinomial probit model，簡稱 MNP 模型)(Hausman and Wise 1978)。MNP 模型與 MNL 模型最大的差異在於對誤差項的假定，MNP 模型假定誤差項間呈現多變量常態分佈(multivariate normal distribution)，並且不 受 IIA 假定所限制(Long 1997)。假設第 i 個人選擇了第 m 個選項，則其機率可 表示為：
𝜋
𝑖𝑚= Pr(𝑦
𝑖= 𝑚) = Pr[(𝜀
𝑖𝑗− 𝜀
𝑖𝑚) ≤ 𝐱
𝑖(𝛃
𝑚− 𝛃
𝑗)]
= ∫ … ∫ ∅(𝜀̃
𝑖)𝜕 𝜀̃
𝑖其中，上標“~”代表相減的差，而∅(𝜀̃𝑖)則是(J-1)維度的多變量常態分佈，其共變 矩陣 為(J-1)x(J-1)的對稱方陣，在標準化後可以估計(J-2)個變異數與(J−1)(J−2)
2
個共變數，充分反映模型中選項之變異數異質性(heteroscedasticity)及彼此相關。
因(J-1)多重積分沒有封閉式解(close form solution)，因此必須以最大模擬或然法 (maximum simulated likelihood)來估計(Greene 2008; Train 2003; 黃紀與王德育 2009)。
三、分析結果
表 5-5（頁 93~94）是以台灣選民在 2004 年與 2008 年投票參與情形所進行 的多元勝算對數模型分析。結果顯示，選民的選制評估與大小黨認同都是解釋選 民在這兩次選舉中投票參與情形的重要因素。認為新選制比舊選制更會減少投票 意願的選民，相對於認為兩種選制對投票意願差不多的選民，有顯著較高機率「穩 定不去投票」及「從有去投變成沒去投」，而不是「穩定去投票」。其中，認為新 選制會減少投票意願的選民，「穩定不去投票」相對於「穩定去投票」的勝算，
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是認為兩種選制對投票意願差不多選民的 1.838 倍。認為新選制會減少投票意願 的選民，「從有去投變成沒去投」相對於「穩定去投票」的勝算，是認為兩種選 制對投票意願差不多選民的 2.054 倍。至於認為新選制比舊選制更會提高投票意 願的選民，相較於認為新選制會降低投票意願的選民，有更高機率「從沒去投變 成有去投」，而不是「穩定不去投票」39。認為新選制會增加投票意願的選民，「從 沒去投變成有去投」相對於「穩定不去投票」的勝算，是認為新選制會降低投票 意願選民的 2.985 倍。上述結果符合本研究假設七的預期，即選民認知新選制比 舊選制更讓他想去投票時，他更傾向參與投票。反之，選民認知新選制比舊選制 更讓他不想去投票時，他更傾向不參與投票
此外，選民的大小黨認同也會影響他們在這兩次立委選舉中的投票參與。分 析結果顯示，穩定沒有支持任何政黨的選民以及轉向支持小黨或沒有支持政黨的 選民，相對於穩定支持大黨及轉向支持大黨的選民，有顯著較高機率「從有去投 變成沒去投」。其中，穩定沒有支持任何政黨的選民，「從有去投變成沒去投」而 不是「穩定去投票」的勝算，是穩定支持大黨選民的 2.859 倍，也是轉向支持大 黨選民的 3.757 倍。而轉向支持小黨或轉向沒有支持政黨的選民，「從有去投變 成沒去投」而不是「穩定去投票」的勝算，是穩定支持大黨選民的 2.118 倍，也 是轉向支持大黨選民的 2.783 倍。這結果也符合本研究的研究假設八，即穩定認 同大黨或轉向認同大黨的選民比較傾向成為「穩定參與投票者」與「沒投票變有 投票者」。穩定沒有認同政黨、轉向認同小黨與沒有認同政黨的選民比較傾向成 為「穩定沒參與投票者」與「有投票變沒投票者」。
從上述分析結果可以得知，如同本研究所假設，個體選民在新舊選制下的投
39 雖然表 5-5（頁 93~94）中沒有呈現依變數「沒去投轉為去投」相對於「穩定不去投票」的分 析結果，但由於ln [Pr(𝑦=Pr(𝑦=沒去投轉為去投穩定去投票|𝐗)|𝐗)] − 𝑙𝑛 [Pr(𝑦=Pr(𝑦=穩定不去投票穩定去投票|𝐗)|𝐗)] = 𝑙𝑛 [Pr(𝑦=Pr(𝑦=沒去投轉為去投穩定不去投票|𝐗)|𝐗)]，因此 我們只要把表 5-5 中第二欄的係數值與第一欄的係數值相減，就可以得知「沒去投轉為去投」相 對於「穩定不去投票」的分析結果。經計算與檢定後，認為新選制會增加投票意願的選民（參照 組為新選制會減少投票意願）選擇沒去投轉為去投相對於穩定去投票的係數值為 1.093(p<.05)，
勝算為 exp(1.093)=2.985
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票行為的確會受到選舉制度變遷所影響。無論是選民本身對新舊選制的主觀評估，
或者選民本身的大小黨認同，都顯著影響他們在新舊選制下的投票參與。認為新 選制比舊選制更能提高投票意願的選民，在舊選制下沒參與投票但新選制下就較 傾向參與；反之，認為新選制比舊選制減少投票意願的選民，則很有可能改變過 去會參與投票的習慣，在新選制下不去投票。同樣的，轉向支持小黨或沒有支持 任何政黨的選民，在新選制下都較有可能不去投票。由此可見，台灣選民的投票 行為受到選舉制度變遷的影響，不僅反映在他們的投票對象上（林長志 2009；
蕭怡靖、黃紀 2010a、2010b），甚至會先反映在他們是否參與投票的決定上。
除了上述兩個自變數外，模型中的幾個重要控制變數，包括：對選舉關注程
除了上述兩個自變數外，模型中的幾個重要控制變數，包括：對選舉關注程