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實證結果的討論將依模型編號，採先國民黨（模型Ⅰ-Ⅳ）而後民進黨（模型
Ⅴ-Ⅷ）的順序，並逐一探討各個自變數在依變數不同的測量方式下與政黨得票 連動關係的關聯性。28 表 4-6 與表 4-7 分別是國民黨議員票數對數值減縣市長票 數對數值後取絕對值為依變數、國民黨議員票數對數值與縣市長票數對數值的相 關係數為依變數，議員與縣市長得票關係的分析結果。模型Ⅰ（Ⅲ）與模型Ⅱ（Ⅳ）
的差別在於是否納入選舉年度與區域的變數，模型Ⅱ（Ⅳ）的樣本數少於模型Ⅰ
（Ⅲ），是因 1994 年臺北、高雄兩市與歷年花蓮、臺東兩縣設為遺漏值。從模 型的 F 檢定來看，模型Ⅰ、Ⅱ並不適合解釋國民黨議員與縣市長選舉的得票差 距，但基於理論先於統計結果的原則，仍一併討論。另外，模型Ⅱ（Ⅳ）的 Adjusted R2 較模型Ⅰ（Ⅲ）高，顯示選舉年度與區域變數具有一定的解釋力。以下是各 個自變數與國民黨在兩項選舉得票連動關係的討論。
首先，在派系因素方面，本文以都市化程度作為派系影響力的測量工具，「都 市化程度」與國民黨議員與縣市長的「得票差距」呈負相關，與「相關程度」呈 正相關，符合第一項假設。當都市化程度越高（派系影響力越弱），國民黨議員 與縣市長選舉的得票差距會縮小。迴歸係數的解讀則是，模型Ⅰ／Ⅱ而言，在其 他條件不變下，縣市人口密度每平方公里增加 1000 人，國民黨議員與縣市長得 票的比值將往「議員與縣市長票數比值為 1」的方向移動 0.1%／0.66%。29 而從 議員與縣市長得票的「相關程度」來看（模型Ⅲ、Ⅳ），都市化程度越高（派系 影響力越弱），國民黨議員與縣市長選舉得票的相關係數上升。因此，派系的影 響力越強，可能出現國民黨議員與縣市長的得票差距擴大，以及兩項選舉得票相 關性降低的現象。
28 本文的總體資料為母體資料。學界對於母體資料的顯著性檢定是否必要各有不同的看法，本 文仍附上相關資訊以供參考，並作為判斷的依據。
29 對數轉換後的係數解讀參考自 Benoit(2011)。
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其次，國民黨「縣市長參選人競選連任」與其議員、縣市長的「得票差距」
呈負相關，與「相關程度」呈正相關，如第二項假設所述。國民黨現任的縣市長 競選連任相對於同黨非現任的參選人，議員與縣市長的得票差距可能縮小。而係 數的解讀上，模型Ⅰ／Ⅱ而言，在其他條件不變下，國民黨現任的縣市長參選人 相對於同黨非現任的參選人，議員與縣市長的得票比值往「議員與縣市長票數比 值為 1」的方向移動 5.68%／8.59%，即議員與縣市長票數更為接近。另外，從 議員與縣市長得票的「相關程度」來看（模型Ⅲ、Ⅳ），國民黨現任的縣市長競 選連任，議員與縣市長選舉得票的相關係數亦會上升。因此，現任縣市長尋求連 任，可觀察到國民黨議員與縣市長得票差距減少，以及兩項選舉得票相關性上升 的現象。
再者，國民黨「縣市長候選人和地方具有淵源」與其議員與縣市長的「得票 差距」呈負相關，與「相關程度」呈正相關，也與第三項假設吻合。國民黨有地 方淵源的縣市長候選人相對於同黨沒有地緣關係的候選人，議員與縣市長的得票 差距可能縮小。模型Ⅰ／Ⅱ中，在其他條件不變下，國民黨有地方淵源的縣市長 候選人相對於同黨沒有地緣關聯的候選人，議員與縣市長的得票比值往「議員與 縣市長票數比值為 1」的方向移動 6.68%／2.85%。另外，從議員與縣市長得票 的「相關程度」來看（模型Ⅲ、Ⅳ），國民黨縣市長候選人與地方具有關聯，議 員與縣市長得票的相關係數亦會增加。因此，國民黨若「空降」一位與地方沒有 關係的縣市長候選人，可能出現該縣市議員與縣市長的得票落差拉大，兩項選舉 得票相關性降低的情況。
在現任議員參選比例上，兩種測量方式呈現不同的變動方向。以相關程度而 言，國民黨現任議員參選比例越高，議員與縣市長得票的相關係數越高，這與假 設四的方向一致。但在得票差距方面，國民黨現任議員參選比例越高，議員與縣 市長的得票差距反而擴大，這種與假設不符的情形或許與國民黨長期在議員選舉 的優勢有關。一直以來，即便民進黨能在縣市長選戰中獲勝，但國民黨通常都能
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在地方議會維持優勢，代表其議員選舉的選票來源除了同黨縣市長票的支持者外
（恐怕還不是所有支持者），勢必還有來自縣市長票支持民進黨的選民。議員選 舉的關鍵在於個人選區服務的表現，政黨標籤則是其次。一旦國民黨候選人能於 早期建立起穩定的票源，在縣市長政黨對決的力量尚不足以破壞這個選區優勢的 情形下，國民黨持續提名現任議員，仍能在縣市長選舉不敵民進黨的劣勢中，吸 納既有的議員選票，造成現任議員參選比例越高，議員與縣市長得票差距反而變 大的現象。
至於政黨縣市長候選人的得票表現能否進一步拉抬同黨議員的得票，實證結 果與「現任議員參選比例」的狀況類似。相關程度部分，國民黨縣市長候選人的 得票率越高，議員與縣市長得票的相關係數越高，這與假設五的方向相同。但在 得票差距方面，國民黨縣市長候選人得票率越高，議員與縣市長的得票差距則是 增加，與假設不符。針對上述結果，或許可以作出如下的解釋：國民黨縣市長候 選人表現越好，議員與縣市長得票的相關程度上升，即兩者得票的線性關係程度 更加強化，儘管增加幅度非常有限。另一方面，國民黨縣市長候選人表現越好，
議員與縣市長得票的差距增加，但無論是模型Ⅰ或Ⅱ，迴歸係數的值皆偏小，這 顯示國民黨縣市長候選人的個人光環確實不足以拉近兩者的得票差距，亦不能否 認議員選票仍有相對應的成長幅度，否則在縣市長候選人得票率上升的前提下，
兩者的差距應該更大。綜合上述，國民黨縣市長候選人的表現至少和議員與縣市 長的相關程度呈正向關係。
控制變數包括議員選舉平均選區規模、議員選舉有效票數、議員得票與縣市 長得票的多寡、選舉年度與區域等變數，以下逐一討論。首先是屬於機械因素的 選舉制度，議員選舉的平均選區規模與國民黨議員與縣市長的「得票差距」呈正 相關、與「相關程度」呈負相關，也與先前的假設吻合。係數的解讀是，模型Ⅰ
／Ⅱ部分，在其他條件不變下，縣市議員選舉平均每個選區的應選席次增加 1 席，國民黨議員與縣市長的得票比值偏離「議員與縣市長票數比值等於 1」，往
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「議員與縣市長票數比值大於 1 或小於 1」的方向移動 2.46%／3.55%，即議員 與縣市長的票數差距增加。另外，從議員與縣市長得票的相關程度來看（模型Ⅲ、
Ⅳ），議員選舉的平均選區規模越大，議員與縣市長選舉得票的相關係數亦會下 降。因此，各地議員與縣市長政黨得票關係的不同與先天的制度因素有關。
議員選舉有效票數（對數值）作為議員與縣市長政黨得票連動性的控制變 數，主要在於控制因縣市的合格選民數較多，造成政黨兩項選舉得票差距較大的 情況。然而此變數的變動方向與依變數呈負相關，僅有得票相關程度符合預期。
議員選舉有效票數越多的地區，通常也就是人口數較多的縣市，國民黨議員與縣 市長的得票差距反而縮小，而且相關程度也下降。模型Ⅰ／Ⅱ的係數解讀是，在 其他條件不變下，議員選舉有效票數增加 1%，國民黨議員與縣市長的得票比值 往「議員與縣市長票數比值等於 1」的方向移動 0.02%／0.002%。由於依變數的 變動幅度非常小，也可以解讀為模型Ⅰ／Ⅱ在其他條件不變下，議員選舉有效票 數增加 10%，國民黨議員與縣市長的得票比值往「議員與縣市長票數比值等於 1」
的方向移動 0.21%／0.02%。
議員得票與縣市長得票的多寡作為依變數指標「得票差距」的控制變數，主 要原因在於議員票多於或少於縣市長票的意義並不相同，有必要從議員與縣市長 票數的差的絕對值之中予以區辨。從結果來看，國民黨議員票多於縣市長票的縣 市，相對於議員票少於縣市長票的縣市，兩項選舉的得票差距較大。
不同年度的選舉伴隨不同的政治氛圍，也可能影響政黨在議員與縣市長選舉 的得票關係。2001/2002 年至 2014 年間的四個選舉年度相較於 1997/1998 年，國 民黨議員與縣市長選舉的得票差距皆上升，與先前的假設不符。儘管如此，模型
Ⅱ也顯示自 2001/2002 年至 2014 年的迴歸係數大致呈現遞減的趨勢，因此國民 黨近年來議員與縣市長的得票落差雖大於 1997/1998 年，但並非持續擴張。另外，
就相關程度而言，2005/2006 年、2009/2010 年與 2014 年三個選舉年度相對於 1997/1998 年，國民黨議員與縣市長的得票關係較為緊密，但 2001/2002 年為例
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外，可能的原因是中央政黨體系的驟變。立法院 2001 年的有效國會政黨數(ENPP) 與有效選舉政黨數(ENEP)相較於 1998 年近乎成長了一個政黨（可見附錄八）。
2001 年縣市選舉正是經歷第一次政黨輪替，民進黨新政府上臺、國民黨結束長 期執政，且分裂出親民黨、台灣團結聯盟等新政治勢力的政黨重組過程後首次的 地方選舉。國民黨失去執政優勢，且選民基礎大幅流失，議員與縣市長得票的相 關程度下滑應是可以理解的。
中南部相對於北部具有較為知名的地方派系，也可能影響政黨在議員與縣市 長選舉的得票關係。中、南部相較於北部，國民黨議員與縣市長的得票差距反而
中南部相對於北部具有較為知名的地方派系，也可能影響政黨在議員與縣市 長選舉的得票關係。中、南部相較於北部，國民黨議員與縣市長的得票差距反而