總統大選公民辯論會之第三人效果

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總統大選公民辯論會之第三人效果

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林素真

** 投稿日期：2008 年 11 月 6 日；通過日期：2009 年 2 月 3 日。 *_{本文的完成，要感謝林維國、陳芬如、張宏宇三位教授在實驗執行上的協助。} 《新聞學研究》的兩位匿名評審提出眾多精闢的見解，對本文的修改幫助非常大，作者特此致謝。 ** 作者林素真為義守大學大眾傳播學系助理教授，e-mail: [email protected]。

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《摘要》

本研究以臺灣 2008 年總統大選公民辯論會，檢測第三人效果是否會因選民的政黨傾向及其對候選人表現的主觀評估而有差異，並探討第三人效果對選民的選舉行為及未來公民辯論會舉辦之支持度的影響。本研究驗證第三人效果認知的存在，且第三人效果認知差距會因訊息特性由負轉正而減弱消失。第三人效果認知差距愈強，愈能激發選民的投票意願，但愈會不支持未來公民辯論的舉辦及愈不容易改變其投票決定。關鍵詞：公民辯論、第一人效果、第三人效果、選舉行為、總統大選

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壹、研究動機與目的

2008 年 2 月 24 日臺灣首度由公民提問的總統大選電視辯論正式登場。這場由公共電視主辦的世紀大辯論吸引了許多民眾收看，39% 的民調受訪者表示有看這場電視辯論，然而比較在公民辯論結束前後的民調結果顯示，長昌配的支持度由 23% 微幅增加 1 個百分點，馬蕭配也由 47% 上升了 2 個百分點，雙方聲勢在精彩的公民辯論結束後，沒有明顯的變化，僅有 4% 的選民表示自己的投票決定因此場辯論而改變（中時民調中心，2008 年 2 月 25 日）。這場眾人矚目、別開生面、馬謝雙方你來我往、犀利交鋒的辯論會對選情真如民調結果所建議幾乎是沒有影響嗎？觀看此次公民辯論的選民是否可能評估公民辯論對自己的影響不大（故僅 4% 的選民表示改變投票決定），但對其他選民的影響很大？不同政黨的支持者如何評估其各自支持候選人的表現，而對馬謝在公民辯論表現的評估是否會影響受眾評估公民辯論對選情影響的程度，進而影響其選舉行為？美國傳播學者 W. Philips Davison（1983）提出第三人效果（the third-person effect）假說：人們傾向評估媒介的訊息內容對他人的影響比較大，對自己的影響比較小。後續研究也指出（Gunther, 1991; Gun-ther & Mundy, 1993; Lee & Yang, 1996），媒介的訊息內容若是為與受眾立場抵觸或是對受眾不利的負面訊息，在不切實際、自以為是的樂觀主義（unrealistic optimism）作祟下（Weinstein, 1980），訊息受眾會傾向認為自己比較不容易受到負面訊息的影響，而其他人比較容易受影響，因此第三人效果的認知會更為顯著，甚至導致受眾認為有必要採取行為限制或規範負面媒介訊息，而產生所謂第三人效果之「行為效應」

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（Golan, Banning, & Lundy, 2008）。但媒介的訊息內容若是為與受眾立場一致或是對受眾有利的正面訊息，在自我膨脹心理（ego enhancement）的影響下，第三人效果會減弱或消失（Gunther & Mundy, 1993），甚至出現「反轉的第三人效果」（reversed third-person effect）（Gunther & Thorson, 1992）：訊息受眾會傾向高估正面訊息對自己的影響，而低估其對他人的影響，後續研究者稱此反轉的第三人效果現象為第一人效果認知假說（Atwood, 1994）。由第三人效果理論推論，有觀看公民辯論的受眾若認為自己所支持的候選人在公民辯論的表現比較差，因此對自己所支持的候選人的選情較不利時，應會傾向認為自己對其支持度較不容易受到其在公民辯論差強人意的表現所影響，其他人才會比較容易受到影響，第三人效果在此情況會出現。換言之，公民辯論對認為馬英九在公民辯論會表現比謝長廷差的泛藍選民及認為謝長廷在公民辯論會表現比馬英九差的泛綠選民，是否會產生顯著的第三人效果認知？若以反轉的第三人效果現象來推，有觀看公民辯論的受眾若認為自己所支持的候選人在公民辯論的表現比較好，因此對自己所支持的候選人的選情較有利時，應會傾向高估公民辯論對自己的影響比較大，對其他人的影響比較小，第一人效果在此情況會出現。換言之，公民辯論對認為馬英九在公民辯論會表現比謝長廷好的泛藍選民及認為謝長廷在公民辯論會表現比馬英九好的泛綠選民，第三人效果是否會縮小、消失、或是產生顯著的第一人效果認知？然而對「未決定」投票意願或無鮮明政治立場的「中立」選民而言，公民辯論究竟是正面訊息還是負面訊息？會產生第三人效果，還是第一人效果？上述的第一人及第三人效果是否會造成影響第三人效果的行為效

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應：受眾認為公民辯論可能會對其他選民造成的影響而支持或不支持未來類似的公民辯論會之舉辦？這場經過馬謝兩陣營近5 個月的協調，集結各大媒體（公共電視、中央通訊社、中國時報、自由時報、聯合報及蘋果日報）的努力及公民代表對社會議題關懷，才得以順利舉行的總統大選電視辯論是否會引起受眾討論公民辯論會的議題內容或影響其投票意願？對卯足全力、為公民辯論做準備的二位候選人而言，公民辯論會是否能替他們贏得更多的選票？針對第一人效果及第三人效果所作的實證研究非常豐富，但過去第一人及第三人效果的研究多半將媒介內容的正負面及需求性直接設定並歸類，而忽略受訪者個人對媒介訊息的正負面及需求性的判斷（Perloff, 1999；彭文正，2007）。本研究試以公民辯論會受眾的角度切入，檢視公民辯論訊息內容的第一人效果與第三人效果是否會因受試者的政黨傾向及其對候選人表現的主觀評估而有差異，並探討公民辯論是否會影響選民的選舉行為及其對未來類似的總統大選公民辯論會舉行之支持度。

貳、文獻回顧與研究假設

一、第三人與第一人效果認知

第三人效果假說起始於一位歷史學家與一位社會學家對戰爭史的討論（Davison, 1983）。根據提出第三人效果理論的美國社會學家 W. Phillips Davison 回溯 1950 年他在普林斯敦任教時，一名研究戰爭史的同事向他詢問一段發生在第二次世界大戰令人不解的現象：日軍在由美軍佔領的太平洋小島上空投宣導手冊，手冊上的宣傳重點在呼籲小島上服役的黑人士兵投降，強調這是一場日本人與白人間的戰爭，黑人無需

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捲入，更無需為白人犧牲生命。困擾這位歷史學家的是，在沒有明顯證據證明黑人士兵會受到宣導手冊影響的情況下，為什麼白人軍官會下令從小島上撤軍？Davison 被問倒了，他一時之間也找不到合理的解釋。接下來的二個個人經驗終於讓Davison 歸納出用來解釋為何在評估傳播訊息的影響力時會出現人我差異性的第三人效果假說。一是當他在西德進行研究時，詢問報社記者社論對讀者的影響時，報社記者常有的回答是：「社論對像你或者像我的人可能沒什麼影響，但對一般讀者的影響卻很大」（Davison, 1983: 2）。而一次助選經驗讓 Davison 有更深的領悟：投票前二天，當他看到敵對陣營所散發的精美文宣，出於害怕這份文宣搶走選票，他急忙印製許多的反制文宣，挨家挨戶地發送。選後，Davison 開始思索為何在黑人士兵不見得受影響，但白人軍官還是撤兵？為什麼報社記者會認為一般讀者較容易受到社論的影響，而記者及學者較不容易受到影響？為什麼選票不見得會流失，而他自己卻趕忙印製及發送反制文宣？這一系列的觀察、參與及辯證的結果讓 Davison 提出第三人效果假說：傳播最大的效果不會發生在「我」或「你」的身上，但會在「他們」，也就是「第三人」的身上（Davison, 1983: 3）。Davison 更進一步建議，訊息的影響力不在於其對閱聽人在態度及行為上的直接勸服效果，預期或認為「第三人」會受到傳播媒介影響的「第一人」所採取的行動才是傳播媒介真正的影響力所在。Davison 稱此預期或認為「第三人」所受到傳播媒介影響大於自己的看法為第三人效果認知；而「第一人」所採取的行動則是第三人效果假說的行為效應。在 Davison 提出第三人效果假說後，相關研究如雨後春筍般地出現。來自不同領域的研究者（傳播學、社會學、心理學）使用不同的研究方法（調查法及實驗法），檢試不同的研究主題（政治及新聞、誹謗

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訊息、反菸∕反毒∕公益∕競選∕瘦身廣告、公關、色情影片、暴力電視內容、偷拍光碟、槍枝管制、反暴力的 MTV、及網路電子郵件等），均支持第三人效果的存在：人們傾向認為傳播訊息內容對他人的影響大於對自己的影響（Duck, Hogg, & Terry, 1995; Perloff, 1989; Salwen & Dupagne, 1999; Cohen, Mutz, Price, & Gunther, 1988; Gunther, 1991; Gunther, 1995; Eveland, Nathanson, Detenber, & McLeod, 1999; McLeod, Eveland, & Nathanson, 1997; David & Johnson, 1998; Innes & Zeitz, 1988; Henriksen & Flora, 1999; White & Dillon, 2000; Wu & Koo, 2001; Chia, Lu, & McLeod, 2004; Huh, DeLorme, & Reid, 2004; Wei, Lo, & Lu, 2007; Huh & Langteau, 2007; Cho & Boster, 2008; Sun, Shen, & Pan, 2008；胡幼偉，1997；羅文輝、牛隆光，2003；羅文輝，2000a；羅文輝，2000b；林美雅、向倩儀、蔡維鴻，2005；陳志賢、陳志萍， 2007；洪雅慧，2007），有鑑於此，本研究的第一個假設預測：假設1：所有受訪者皆傾向評估總統大選公民辯論對他人的影響大於對自己的影響。在眾多影響第三人效果強弱程度的因素中，訊息內容的正負面或需求性是最重要的核心變項。許多相關研究結果指出，媒介訊息愈負面或愈不具社會需要性（social undesirability），第三人效果就愈強（Duck & Mullin, 1995; Gunther & Hwa, 1996; Gunther & Mundy, 1993; Hoorens & Ruiter, 1996）；而媒介訊息愈正面或愈具社會需求性（social desir-ability）則會造成第一人及第三人效果間的認知差距縮小或消失（ Brosious & Engel, 1996; Gunther & Mundy, 1993; Gunther & Thorson, 1992; Innes & Zeitz, 1988; Chock, Fox, Angelini, Lee, & Lang, 2008），有時甚至會出現反轉的第三人效果認知（reversed third-person effect），或又稱為第一人效果（Duck, Terry, & Hogg, 1995; Hoorens & Ruiter, 1996;

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Gunther & Hwa, 1996; Cohen & Davis, 1991; Price, Tewksbury, & Huang, 1998）。但究竟是什麼因素讓人們認為負面或不具社會需求性的媒介內容對其他人影響大於對自己的影響，而正面或具社會需求性的媒介內容對自己影響大於對其他人的影響則尚無定論（Perloff, 1999; Paul, Sal-wen, & Dupagne, 2000）。回顧過去相關研究，Perloff（1999）及 Paul et al.（2000）整理出二種最常被研究者採用的解釋原因：一是行動者與觀察者間的歸因謬誤（actor-observer attributional error），指的是以觀察者的身份評估媒體對他人的影響時，人們會低估情境因素對他人的影響，而用較容易觀察到個人特質去判斷他人的行為，於是高估了訊息內容對他人所造成的影響；但在思索影響自己行為的因素時卻著重在較複雜的情境因素對自己的影響，因此低估媒體對自身的影響力（Heider, 1958; Gunther, 1991）。雖然歸因理論可以解釋第三人效果，但很難解釋何以在評估正面訊息時，第三人效果認知的差距卻縮小、消失，甚至轉為第一人效果認知的差距。基於人性普遍存在的「自我膨脹」（self-enhancement）及自利偏差（self-serving bias）心理而發展出的偏差樂觀主義（biased optimism）或不切實際的樂觀主義（unrealistic optimism），是截至目前為止，學者普遍認為最適合用來解釋第一人效果及第三人效果的成因理論（ Perloff, 1999; Paul et al., 2000）。出於自我膨脹及自利偏差的心理，人們傾向認為自己優於一般人（better than average），能趨吉避凶，故較不易受到負面且不具社會需求性訊息的影響（Gunther, 1991），但同時卻又比其他人更容易接受正面且具社會需求性的訊息。

雖然訊息的正負面或需求性是第三人效果存在與否的主要決定因素，但在絕大多數的第三人效果實證研究中，訊息的正負面或需求性常由研究者主觀決定，而忽略了受訪者的價值判斷（Paul et al., 2000；彭

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文正，2007）。Paul 等人將符合後設分析（meta-analysis）條件的 32 篇第三人效果的實證研究整理後發現，32 個研究中，就訊息的社會需求性，可分成不具社會需求性訊息（socially undesirable message）、具社會需求性訊息（socially desirable message）及社會需求性不明顯訊息（ neither desirable nor undesirable）。在考量訊息的社會需求性時，研究者往往以訊息內容本身顯而易見的不被閱聽人所需要（如暴力、色情、政治醜聞、文化禁忌等）或其表面可觀的需求性（如公益廣告）直接檢視其可能產生的第三人及第一人效果認知上的差異。這種以其專業主觀判定訊息的需求性雖具表面效度，但因其未考慮訊息內容在不同的情境下，可能對不同的閱聽人產生不同的意義，進而影響閱聽人對該訊息的評估。也因此，Paul 等人後設分析的結果發現，訊息的社會需求性並非第三人效果認知大小的顯著干擾變數（moderating variable），意味著閱聽人對訊息需求性的看法和研究者的專業判斷在某些研究情境下並不一致。同樣的問題也存在於國內的第三人效果的相關研究中。舉例而言，林美雅等人（2005）以瘦身廣告為不具社會需求的負面訊息，檢視其第三人效果。其研究結果卻發現，對瘦身議題涉入度高的受試者而言，瘦身廣告對自身的影響大於對其他人的影響。由此可知，同一則訊息內容對不同的受眾，其正負面及社會需求性即可能不同，而不同的正負面及社會需求性的判斷又主宰著第三人效果認知的差距是否會產生、縮小、消失或反轉。有鑑於此，研究學者建議，在實際操弄訊息正負面及社會需求性時，研究者應考量受訪者個人因素及訊息主題間之互動關係對訊息特性所產生的影響。本研究不直接決定公民辯論的訊息正負面及需求性，而主張總統大選公民辯論的正負面或社會需求性會因閱聽人的政黨屬性及

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其個人對候選人在公民辯論表現的評價而有所不同：泛藍選民若認為謝長廷在公民辯論的表現比馬英九好及泛綠選民若認為馬英九在公民辯論的表現比謝長廷好，因此對自己所支持的候選人的選情較不利時，公民辯論對他們而言即為負面且不符合其需求之訊息，本研究的第二及第三假設於是成立：假設2：認為謝長廷在公民辯論的表現比馬英九好的泛藍選民，會傾向評估公民辯論的訊息內容對其他選民的影響比較大，對自己的影響比較小。假設3：認為馬英九在公民辯論的表現比謝長廷好的泛綠選民，會傾向評估公民辯論的訊息內容對其他選民的影響比較大，對自己的影響比較小。同理可推，泛藍選民若認為馬英九在公民辯論的表現比謝長廷好及泛綠選民若認為謝長廷在公民辯論的表現比馬英九好，因此對自己所支持的候選人的選情較有利時，公民辯論對他們而言即為正面且符合其需求之訊息，本研究的第四及第五假設於是成立：假設4：認為馬英九在公民辯論的表現比謝長廷好的泛藍選民，其第三人效果認知的差距會縮小或消失。假設5：認為謝長廷在公民辯論的表現比馬英九好的泛綠選民，其第三人效果認知的差距會縮小或消失。對投票意願未定或無鮮明政治立場的中立選民而言，公民辯論究竟是正面訊息還是負面訊息？會產生第三人效果，還是第一人效果？本研究的第一個研究問題如下： RQ1：對中立選民而言，二位候選人在公民辯論中的表現，會讓他們產

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生第一人效果，還是第三人效果？

二、社會距離

第三人效果認知差距的產生是基於人們能分辦人我之間認知上的差異，其強弱程度會隨著人我之間的社會或心理關係之遠近而改變（ Davison, 1983 ）。許多的研究結果顯示（Perloff, 1999; Paul et al., 2000），自己和第三人的社會距離（social distance）愈遠，尤其是當第三人的定義愈大、愈廣泛時，第三人效果認知差距就愈大。社會距離指的是自己和他人之間的距離。研究者曾以性別（Choi & Leshner, 2003; Eveland et al., 1999; Lo & Wei, 2002;Rucinski & Salmon, 1990; Lee & Yang, 1996；林美雅、向倩儀、蔡維鴻，2005）、教育程度（Eveland et al., 1999；胡幼偉，1997）、年齡（Lambe & McLeod, 2005）、政黨屬性（Duck, Hogg, & Terry, 1995; Duck, Hogg, & Terry, 1998; Gardikiotis, 2008）、收入（Scharrer, 2002）、親友關係（Chapin, 2002; Henriksen & Flora, 1999）、遠近親疏感（Duck & Mullin, 1995）及居住地之遠近或地理距離（Cohen et al, 1988; White, 1997; Cohen & Davis, 1991; Gibbon & Durkin, 1995; Peiser & Peter, 2001; Hoffner, Plotkin, Buchanan, Ander-son, Kamigaki, & Hubbs, 2001）作為測量社會距離的重要指標。

基於「自我投射」（looking-glass self）效應的影響，人們傾向將自己的想法投射在與自己社會背景相近（社會距離近）的人身上，而認為與自己社會距離遠的人和自己的意見會大不相同。根據 Cohen et al.（ 1988）針對史丹福大學生所作的第三人效果的研究結果發現，第一人與第三人效果認知上的差異隨著「第三人」的定義從「其他史丹佛大學」、變成「加卅居民」、到「一般民意」，而逐漸增強。社會距離對

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第三人效果認知差距的影響雖普遍獲得支持（Brosius & Engel, 1996; David & Johnson, 1998; Duck et al., 1995; Duck & Mullin, 1995; Eveland, et al., 1999; Gibbon & Durkin, 1995; Gunther, 1991; White, 1997），但仍有部分研究的結果並未發現社會距離是影響第三人效果的重要變項（ Cohen & Davis, 1991; McLeod et al., 1997; Lo & Wei, 2002；林美雅等人，2005）。

第三人效果與社會距離的相關論述之實證研究結果產生分岐的主要原因，在於人們在比較媒體對人我之間所產生的影響差異時，這個「假設的其他人」（hypothetical others）與其之間的社會距離的考量點有時並非單一面向（McLeod, Detenber, & Eveland, 2001; Eveland, Nathanson, Detenber, & McLeod, 1999; McLeod, et al., 1997; Meirick, 2005）。從 Rucinski 等人（1990）、Lo 與 Wei（2002），林美雅等人（2005）的研究結果建議，當性別和媒介內容產生交互作用時，以性別來區分內外團體的社會距離測量並無法預測第三人效果認知。Eveland 等人（ 1999）的研究發現，閱聽眾會以「媒體使用狀況」來區別其與第三人之間的社會距離（媒體使用情形與其相似者即為「我們」；不同者為「他們」），而不是以研究者自訂的社會距離測量指標（地理位置）為依據。本研究以「政黨」（泛藍、泛綠、中立）作為社會距離的測量指標，預測有政黨屬性的選民，應傾向認為與其政黨屬性相同者為與其社會距離近者之「我族」；而無政黨屬性或政黨屬性與其不相同者為與其社會距離遠者之「他族」，故在對方候選人表現較好的情況下，總統大選公民辯論對其他與自己政黨屬性相同的選民的影響會小於其他與自己政黨屬性不同及無政黨屬性的中立選民。本研究的第六及第七假設於是成立：

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假設6：認為謝長廷表現較好的泛藍選民傾向評估公民辯論對其他泛綠及中立選民的影響大於與其政黨屬性相同的其他泛藍選民。假設7：認為馬英九表現較好的泛綠選民傾向評估公民辯論對其他泛藍及中立選民的影響大於與其政黨屬性相同的其他泛綠選民。但對於政黨屬性不同的選民及無政黨屬性的中立選民，訊息受眾如何判斷與其二者間社會距離的遠近呢？本研究雖然以「政黨」（泛藍、泛綠、中立）作為社會距離的測量指標，但主張以「政黨」作為區分內外團體之準則需考量二個面向：「政黨屬性的差異」及「政黨凝結力」。本研究推論，對有政黨屬性的選民而言，若以「政黨屬性的差異」為考量，則其與中立選民間的社會距離應比其與政黨屬性截然不同的選民間的社會距離來得近，故應傾向認為公民辯論對其他不同政黨屬性的選民的影響比較大，對其他中立選民的影響比較小；但若以「政黨凝結力」之有無作為社會距離的評估指標，則訊息受眾應視同樣具政黨凝結力但政黨屬性不同的選民為「我族」，而不具政黨凝結力的中立選民為「他族」，因此中立選民應較易（vulnerable）受到媒介訊息的影響，也就是公民辦論對其他中立選民的影響應大於對其他不同政黨屬性選民的影響。過去並無以政黨為社會距離的測量指標並同時比較其不同面向的影響差異之相關研究，本研究的研究問題二、三於是成立： RQ2：對有政黨屬性的選民（泛藍及泛綠選民），社會距離的不同測量面向對其在公民辯論的第一人效果及第三人效果上評估之影響為何？ RQ3：對無政黨屬性的選民（中立選民），社會距離的不同測量面向對其在公民辯論的第一人效果及第三人效果上的評估之影響為何？

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三、第三人效果認知差距的其他預測變數

本研究除了檢測第三人效果的主要假設外，並一併檢視過去相關研究所提出之各項可能會影響第三人效果認知強弱程度的干擾變項，如基本人口變項（性別、年齡、年級）、政治涉入度（政黨支持強度、政治參與度、政治興趣）、訊息接受度（訊息可信度及訊息說服力）等。此外，過去結合第三人效果與沉默螺旋的研究建議（Mutz, 1989; Willnat, 1996），第三人效果的強弱可能會受到與主流政治意識認知間的差距之影響。以此推論至 2008 年總統大選的政治氛圍，當選民認為自己所支持的候選人（己見）應該會順利當選時（社會上其他人也支持該位候選人，故和社會上主流想法無差距），即使面對負面訊息（自己所支持的候選人在公民辯論會的表現不佳）的威脅，還是會比認為自己所支持的候選人（己見）應該不會順利當選（社會上其他人不支持該位候選人，故和社會上主流想法有差距）的選民，政治立場更堅定，更認為負面訊息對他人的影響比較大，對自己的影響比較小。因此本研究也將「主流意識差距」，加入可能影響第三人效果認知差距的干擾變項行列中。

四、第三人效果的行為效應及選舉行為的改變

第三人效果假說涵蓋二個層面：人們傾向認為媒介內容對其他人的影響比對自己大，並基於此認知差距而採取應對的行為（Davison, 1983）。檢測第三人效果的行為效應之研究多半將重點擺在支持媒體訊息的規範或限制（censorship ）：研究發現，基於父權主義（ paternalism）保護其他人不受媒體訊息的負面影響的心態下，第三人效

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果認知差距愈大，人們愈傾向支持規範色情影片及網路色情內容（ Gunther, 1995; Gunther & Hwa, 1996; Wu & Koo, 2001）、暴力節目（ Rojas, Shah, Faber, 1996）、暴力音樂（Mcleod, Eveland, & Nathanson, 1997）、煙、酒及賭博廣告（Shah, Faber& Youn, 1999）及競選相關訊息（Salwen, 1998），但對正負面及社會需求性不明顯的訊息內容的規範行為，如新聞性節目的規範（Salwen & Dupagne, 1999; Brosius & Engel, 1996）及辛普森的審理案（Driscoll & Salwen, 1997），則較少獲得支持。 Brosius 等人（1996）比較電視廣告、競選廣告、廣播音樂節目及電視新聞的第三人效果的結果發現，閱聽人認為新聞性節目與一般媒體不同，在維護新聞及言論自由的前提下，第三人效果減弱，支持規範新聞節目的行為消失。Driscoll 等人（1997）研究辛普森案件新聞報導的第三人效果及規範行為的結果也顯示，雖然閱聽人認為辛普森案件新聞報導對他人的影響大於對自己的影響，但此第三人效果認知差距卻無法預測支持規範辛普森案件新聞報導的行為，因為新聞報導在民主社會的運作過程中具有其特殊功能及合法地位，第三人效果及規範行為的關聯性因此消失。總統大選公民辯論會的訊息內容即屬於正負面及社會需求性不明顯的訊息內容，其所造成的第三∕一人效果差距不僅會因閱聽人的政黨屬性及閱聽人對候選人在公民辯論會的表現而有差異，對閱聽人而言，其需求面的判定也必須從社會整體需求及個人政治立場來討論。以個人的政治立場來說，公民辯論若產生第三人效果認知上的差距，即表示自己支持的候選人表現不佳，對別人影響又大於對自己的影響，閱聽人理應支持規範公民辯論，因為公民辯論訊息內容的存在對自己支持的候選人是不利的。但若以公民辯論在整體社會上所扮演的功能角色而言，公民

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辯論會的舉辦提供資訊以方便選民瞭解候選人的政治立場，作為投下神聖一票的依據，具有其存在的合法正當性。另一個造成第三人效果及規範行為的關聯性在新聞及競選相關訊息無法建立的原因是「規範行為」（censorship）一詞過於嚴峻（Xu & Gonzenback, 2008），使受試者認為「規範行為」即為「箝制」新聞或言論自由，因此即使基本個人的政治立場，認為公民辯論對自己支持的候選人不利且對其他選民影響又大，也不願表達其「規範」公民辯論的意願。因此，本研究以「是否有必要舉辦公民辯論會」而不以「是否支持公民辯論會的規範」來檢視第三人效果的行為效應：本研究的假設八於是成立：假設8：第三人效果認知差距愈大，就愈傾向認為沒有必要舉辦類似的總統大選公民辯論會。過去針對第三人效果認知可能產生的行為效應的研究多半將重點放在檢查或管制媒體內容的規範行為，很少有人研究其他的行為效應（ Gunther & Storey, 2003; Perloff, 1999）。少數研究其他行為效應的研究結果建議，第三人效果認知的影響可延伸至非規範行為，如在公共場合發表意見的意願（Mutz, 1989; Willnat, 1996）、投票意願及投票決定（ Golan, Banning, & Lundy, 2008 ）、對誹謗新聞的處罰（ Gunther, 1991）、居民的搬遷意願（Tsfati & Cohen, 2003）、是否參加示威遊行（Tsfati & Cohen, 2005）、甚至影響減重（Chia, 2007）、運動、及整形美容等行為（Wan, 2002）。

本研究試圖將第三人效果行為效應擴大到規範行為外的面向，並預測總統大選公民辯論的第三人效果認知可能影響選民對公民辯論中出現之議題的討論意願，甚至影響其投票意願及投票決定。二個結合第三人

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效果及沉默螺旋的研究結果皆顯示，第三人效果會影響民眾在公共場合發表意見之意願。Mutz（1989）以南非投資的經濟議題測試在認為此議題對他人的影響大於自己的情況下，受試者在公共場合表達此議題的意願。研究結果顯示，第三人效果愈大，受試者愈沒有表達自己意見的意願。Willnat（1996）以媒體對香港的政治未來之爭議的相關報導，檢測民眾對民意的評估與其在公共場合發表政治意見的關聯性。經由隨機電話調查660 位香港民眾的結果發現，閱聽人認為媒體對香港的政治未來之爭議的相關報導對其他人的影響比較大，對自己的影響比較小，而此評估會影響到選民在公共場合發表意見的意願，特別是愈對政治不感興趣的選民就愈不願意在公共場合發表意見。由 Mutz 和 Willnat 的研究結果可推論，第三人效果愈強，民眾就愈不願在公共場合發表自己的意見。本研究的第九個假設於是成立：假設9：受訪者的第三人效果認知愈強，就愈不會在公共場合討論總統大選公共辯論的內容。

Golan 等人（Golan et al, 2008）在以實驗法驗證政治廣告所產生的第三人效果認知對受眾行為影響的研究中推論，閱聽人因高估政治廣告對其他人產生的效果，進而擔心選舉結果會因此而改變。出於必須矯正他人受政治廣告負面影響的父權心理，會促使民眾外出投票，也因此第三人效果認知差距愈大，選民投票意願愈高，且愈不會改變其投票決定。Golan 等人的研究是截至目前為止少數（如果不是唯一）探討第三人效果與投票意願及投票決定間之關聯性的研究，為瞭解第三人效果是否會改變選民的投票行為，本研究再次檢驗Golan 等人的推測，於是提出本研究的第十及十一個假設：假設10：受訪者的第三人效果認知愈強，投票意願就愈強。

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假設11：受訪者的第三人效果認知愈強，就愈不會改變其投票決定。

參、研究方法

一、抽樣方法與問卷調查

本研究採用多階集群抽樣（multi-stage cluster sampling），在臺灣大專院校中，分北、中、南三區各抽出一所學校，並從每所被抽出的學校中隨機抽出五個必修課程班級進行問卷調查。總共調查了 889 位在 2008 年總統大選有投票權的學生，獲得 784 份有效問卷，1調查完成率達88.2%。

二、媒介內容及實驗調查過程

本研究選擇 2008 年總統大選公民辯論會中的公民提問與候選人答覆的內容作為測量第一及第三人效果的媒介訊息內容。在總統大選電視公民辯論會結束後的次日（2008 年 3 月 10 日開始），進行維持 5 日（ 2008 年 3 月 14 日結束），共計十五場的實驗。實驗開始，首先由研究人員解說研究目的，再請研究參與者花 20~30 分鐘左右的時間閱讀 2008 年總統大選公民辯論會的公民提問與候選人答覆的內容，2_之後再填寫調查問卷問題，每場實驗進行時間約四十分鐘。

三、研究變項

本研究的研究變項包括「人口變項」、「政治涉入度」、「主流意

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識的差距」、「訊息可信度」、「訊息說服度」、「第一人效果認知差距」、「第三人效果認知差距」、「社會距離」、「選舉行為的改變」及「限制媒介的支持度」。針對上述各構念與變數之衡量，本研究的問卷設計說明如下：

（一）人口變項

本研究採用的人口變項有性別、年齡、年級、主修及政黨屬性。性別分為男女兩類；年齡、年級及主修為開放題型，由受訪者自行填寫；政黨屬性分為泛藍、泛綠及中立者三類。

（二）政治涉入度

政治涉入度變項又分為「政黨支持強度」、「政治參與度」及「政治興趣」。測量政黨支持強度的第一步驟是詢問受訪者是否有任何政黨屬性，針對有所屬政黨的人，再追問：「請問您對所屬政黨支持的強度為何？」，以 Likert 五點量表測量，1 代表非常不強烈，2 代表不強烈，3 代表普通，4 代表強烈，5 代表非常強烈。政治參與度的測量是詢問受試者:「請問您有沒有收看公共電視所舉辦的謝、馬二位總統候選人的電視辯論？」以及「請問您今年是否曾參與立委選舉的投票？」二題回答皆為「是」者為「高政治參與度」；一題為「是」，一題為「否」者為「中政治參與度」；二題回答皆為「否」者為「低政治參與度」。政治興趣的測量結果由詢問受訪者下列三個問題的結果所得：「請問您對這次總統大選的競選消息是否感興趣？」、「請問您對這次總統大選候選人的辯論會是否感興趣？」及「請問您平時對政治方面（非總統大選）的消息是否感興趣？」。此三個問題以Likert 五點量表測量，

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1 代表非常不感興趣，2 代表不感興趣，3 代表普通，4 代表感興趣，5 代表非常感興趣。兩題得分總和除以2 即為受訪者在政治興趣變項上的得分（mean=3.08, SD=.13, Cronbach’s Alpha=.77）。

（三）主流意識差距

測量主流意識差距的方式是詢問受試者以下二個問題：「今年三月總統大選，請問您會支持哪一組候選人？」及「請問您覺得哪一組候選人贏得今年總統大選的機會大？」。二題回答一致者為「與主流意識無差距」；二題回答不一致者為「與主流意識有差距」。

（四）訊息可信度

訊息可信度的測量方法是詢問受試者以下二個問題：「請問您認為謝長廷答覆的內容是否可信？」及「請問您認為馬英九答覆的內容是否可信？」此二個問題以 Likert 五點量表測量，1 代表非常不可信，2 代表不可信，3 代表普通，4 代表可信，5 代表非常可信。

（五）訊息說服力

訊息說服力的測量方法是詢問受試者以下二個問題：「請問您認為謝長廷答覆的內容是否具說服力？」及「請問您認為馬英九答覆的內容是否具說服力？」。此二個問題以 Likert 五點量表測量，1 代表非常沒有說服力，2 代表沒有說服力，3 代表普通，4 代表有說服力，5 代表非常有說服力。

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（六）第一人效果認知差距及第三人效果認知差距

如前所述，第三人效果指的是人們傾向評估媒體訊息對他人的影響大於對自己的影響。在此研究中，「影響」所涉及的範圍是指對候選人的印象、支持度及投票決定。針對「對自己影響」的測量，受試者需回答的問題如下：「當您閱讀完公民提問及候選人答覆的內容後，您認為該內容會不會對您自己產生下列的影響？」（1）影響「我」對兩位候選人的印象；（2）影響「我」對兩位候選人的支持度；（3）影響「我」的投票決定。此三個子題以Likert 五點量表測量，1 代表完全沒有影響，2 代表沒有影響，3 代表普通，4 代表有影響，5 代表影響很大。三子題得分加總再除以 3 即為「對自己的影響」的得分。針對「對他人的影響」的測量，受試者需回答下列三個問題：「當您閱讀完公民提問及候選人答覆的內容後，您認為該內容會不會對其他泛綠選民產生下列的影響？」、「當您閱讀完公民提問及候選人答覆的內容後，您認為該內容會不會對其他泛藍選民產生下列的影響？」及「當您閱讀完公民提問及候選人答覆的內容後，您認為該內容會不會對其他中立選民產生下列的影響？」。此三問題所衍生的三個子題與前述的「對自己影響」的測量一樣。九子題得分加總再除以9 即為「對他人的影響」的總得分；此三問題的三個子題各別加總後除以3 即為「對其他泛綠選民的影響」、「對其他泛藍選民的影響」、及「對其他中立選民的影響」之各別得分。將「對自己的影響」的得分減去「對他人的影響」的得分，即為第一人效果認知的差距（Atwood, 1994）；將「對他人的影響」的得分減去「對自己的影響」的得分，即為第三人效果認知的差距（Gunther & Mundy, 1993; Rucinski & Salmon, 1990）。

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（七）社會距離

社會距離的第三人效果認知差距，需由「政黨屬性」及「對他人影響」的回答推出。舉例來說，對泛藍受試者（政黨屬性）而言，媒介內容對「其他泛藍選民」的影響即為受試者評估與其社會距離近的民眾所受到的媒體影響；而媒介內容對「其他泛綠選民」及「其他中立者」的影響即為泛藍受試者評估與其社會距離遠的民眾所受到的媒體影響。故與泛藍選民社會距離近者在第三人效果之得分即為「其他泛藍選民」在「對他人影響」三子題的得分加總除以 3；而與泛藍選民社會距離遠者在第三人效果之得分為「其他泛綠選民」及「其他中立者」在「對他人影響」六子題的得分加總除以 6。其他政黨傾向者之社會距離在第三人效果認知上的計算以此類推。

（八）選舉行為的改變

選舉行為的改變的測量是詢問受試者：「當您閱讀完公民提問與候選人的答覆的內容後，您會不會和其他人討論辯論會的內容？」、「當您閱讀完公民提問與候選人答覆的內容後，您會不會去投票？」及「當您閱讀完公民提問與候選人答覆的內容後，會不會改變您的投票決定？」

（九）媒體的支持度

媒體支持度（是否支持公民辯論會的舉辦）的測量是詢問受試者：「您認為未來的總統大選期間是否有必要舉辦類似的辯論會？」選擇「有必要」者為支持媒體；選擇「沒有必要」為不支持媒體。

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肆、資料分析與討論

一、描述性統計

在本研究的784 位受訪者中，男性占 30.4%，女性占 69.6%。受訪者年齡集中於20 到 22 歲，占總數 84.3%，22 歲以上占 15.7%。在政黨傾向方面，有 29.8% 的受訪者表示其為泛藍支持者，17.2% 表示其為泛綠支持者，有超過半數的受訪者（53.0%）表示自己是中立者。

二、研究假設結果分析

（一）第三人效果認知檢驗

研究結果驗證第三人效果的基本假設，即不分黨派，所有的受試者皆傾向評估公民辯論的訊息內容對其他選民的影響比較大（M=3.02, SD=0.65），對自己的影響比較小（M=2.42, SD=0.92），t(774)=18.86 (p<.001)，如表一所示。 假設二預測認為謝長廷在公民辯論的表現比馬英九好的泛藍選民，會傾向評估公民辯論的訊息內容對其他選民的影響比較大（M=2.95, SD=0.58），對自己的影響比較小（M=2.10, SD=0.82），t(177)=15.27 (p<.001)，假設二獲得驗證，如表一所示。 假設三預測認為馬英九在公民辯論的表現比謝長廷好的泛綠選民，會傾向評估公民辯論的訊息內容對其他選民的影響比較大（M=2.98, SD=0.66），對自己的影響比較小（M=2.34, SD=0.87），t(98)=7.63 (p<.001)，假設三獲得驗證，如表一所示。

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表一：政黨屬性、對候選人表現的看法與公民辯論之第三人效果政黨屬性∕ 候選人表現第一人效果第三人效果差異 N t 值 全體受訪者∕ 候選人表現不計 2.42(0.92) 3.02(0.65) 0.60*** 775 18.86 泛藍選民∕ 謝表現比較好 2.10(0.82) 2.95(0.58) 0.85*** 178 15.27 泛綠選民∕ 馬表現比較好 2.34(0.87) 2.98(0.66) 0.64*** 99 7.63 註：1. 表格中括號左邊的數字是平均數，括號內數字為標準差。 2. 執行 pair-t 檢定。 3. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001

（二）第一人效果認知檢驗

假設四預測認為馬英九在公民辯論的表現比謝長廷好的泛藍選民，其第三人效果認知的差距會縮小或消失。研究結果顯示，泛藍支持者認為在馬英九比謝長廷表現好的情況下，公民辯論對其他選民的影響（ M=3.30, SD=0.68）仍然大於對自己的影響（M=2.27, SD=0.84）， t(14)=4.98(p<.001)，故第三人效果存在，第一人效果不存在，假設四未 獲得驗證，如表二所示。假設五預測認為謝長廷在公民辯論的表現比馬英九好的泛綠選民，其第三人效果認知的差距會縮小或消失。研究結果顯示，泛綠支持者認為在謝長廷表現比馬英九好的情況下，公民辯論對自己的影響（ M=2.98, SD=0.93）與對其他選民的影響（M=3.11, SD=0.74）接近，其 差異未達顯著性，t(13)=0.64，第三人效果縮小且其差異未達顯著，假設五獲得驗證，如表二所示。

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表二：政黨屬性、對候選人表現的看法與公民辯論之第一人效果政黨屬性∕ 候選人表現第一人效果第三人效果差異 N t 值 泛藍選民∕ 馬表現比較好 2.27(0.84) 3.30(0.68) 1.04*** 15 4.98 泛綠選民∕ 謝表現比較好 2.98(0.93) 3.11(0.74) 0.13 14 0.64 註：1.表格中括號左邊的數字是平均數，括號內數字為標準差。 2.執行 pair-t 檢定。 3.*p<0.05；**p<0.01；***p<0.001 RQ1：對中立選民而言，二位候選人在公民辯論中的表現，會產生第一人效果，還是第三人效果？對中立選民而言，不論其對馬謝的表現看法為何，皆評估公民辯論對他人的影響大過對自己的影響。對認為馬英九的表現比較好的中立選民而言，公民辯論對他人的影響（M=3.22, SD=0.63）大於對自己的影 響（M=2.75, SD=0.97），t(103)=5.45(p<.001)；對認為謝長廷的表現比 較好的中立選民而言，公民辯論對他人的影響（M=3.07, SD=0.58）大 於對自己的影響（M=2.68, SD=0.93），t(187)=5.64(p<.001)，二個檢驗 的第三人效果皆顯著，如表三所示。表三：中立選民對謝馬表現的看法與第一人效果及第三人效果中立選民第一人效果第三人效果差異 N t 值 馬表現好 2.75(0.97) 3.22(0.63) 0.47*** 104 5.45 謝表現好 2.68(0.93) 3.07(0.58) 0.38*** 188 5.64 註：1. 表格中括號左邊的數字是平均數，括號內數字為標準差。 2. 執行 pair-t 檢定。 3. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001

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（三）社會距離的第三人效果認知檢驗

資料分析的結果證實本研究在社會距離對第三人效果的影響所作的預測：認為謝長廷表現較好的泛藍選民傾向評估公民辯論對其他泛綠及中立選民的影響（M=3.23, SD=0.58）大於與其政黨屬性相同的其他泛 藍選民（M=2.41, SD=0.90），t(178)=13.07(p<.001)；認為馬英九表現 較好的泛綠選民則傾向評估公民辯論對其他泛藍及中立選民的影響（ M=3.19, SD=0.69）大於與其政黨屬性相同的其他泛綠選民（M=2.57, SD=0.93），t(98)=7.14(p<.001)，假設六及假設七均獲得支持，如表四 所示。表四：社會距離對泛藍∕泛綠選民在第三人效果評估的影響政黨屬性候選人公民辯論表現評估對其他泛藍選民的影響對其他泛綠及中立選民的影響差異 N t 值 泛藍選民謝表現好 2.41(0.90) 3.23(0.58) 0.82*** 179 13.07 政黨屬性候選人公民辯論表現評估對其他泛綠選民的影響對其他泛藍及中立選民的影響差異 N t 值 泛綠選民馬表現好 2.57(0.93) 3.19(0.69) 0.63*** 99 7.14 註：1. 表格中括號左邊的數字是平均數，括號內數字為標準差。 2. 執行 pair-t 檢定。 3. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001 研究問題二詢問：對有政黨屬性的選民（泛藍及泛綠選民），社會距離的不同測量面向對其在公民辯論的第一人效果及第三人效果上評估之影響為何？資料分析結果顯示，有政黨屬性的選民，不論馬謝表現為何，皆認為公民辯論對其他中立選民的影響較大，對其他與自己政黨屬

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性不同的選民影響較小，如表五所示。研究問題三詢問：對無政黨屬性的選民（中立選民），社會距離的不同測量面向對其在公民辯論的第一人效果及第三人效果上的評估之影響為何？資料分析結果顯示，對無政黨屬性的中立選民而言，不論馬謝表現為何，皆認為公民辯論對其他中立選民的影響大於對其他有政黨屬性的選民的影響，如表五所示。表五：社會距離對中立選民在第一人效果及第三人效果評估的影響政黨屬性候選人公民辯論表現評估對其他中立選民的影響對其他泛綠選民的影響差異 N t 值 馬表現好 3.46(0.87) 2.72(0.77) 0.84*** 16 5.25 泛藍選民謝表現好 3.74(0.68) 2.72(0.90) 1.02*** 179 12.39 政黨屬性候選人公民辯論表現評估對其他中立選民的影響對其他泛藍選民的影響差異 N t 值 馬表現好 3.62(0.71) 2.77(1.00) 0.85*** 99 8.03 泛綠選民謝表現好 3.79(0.58) 2.79(1.01) 1.00*** 14 4.53 政黨屬性候選人公民辯論表現評估對其他中立選民的影響對其他泛藍及泛綠選民的影響差異 N t 值 馬表現好 3.67(0.76) 2.99(0.88) 0.68*** 104 5.84 中立選民謝表現好 3.63(0.73) 2.78(0.77) 0.85*** 188 11.33 註：1. 表格中括號左邊的數字是平均數，括號內數字為標準差。 2. 執行 pair-t 檢定。 3. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001

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（四）第三人效果之預測變項

除了訊息的正負面判斷外，過去文獻也指出人口變項（性別、年齡、年級）、政治涉入度（政黨支持度、政治參與度、政治興趣）、訊息的可信度及訊息的說服力、以及主流意識的差距皆可能影響第三人效果認知差距上的強弱程度。本研究採用階層迴歸檢測第三人效果認知差距可能的干擾變項。資料分析結果顯示，在第一層迴歸中（block 1）置入的人口變項中，年齡（Beta=.109, p<.05）可以預測第三人效果認知 差距，也就是年紀愈大，第三人效果認知差距愈大；在第二層迴歸中（ block 2），年齡與政治涉入度面向中的政黨支持強度（Beta=.224, p<.001）可以預測第三人效果認知差距，也就是年齡愈大及政黨支持強 度愈強，第三人效果認知差距愈大；在第三層迴歸中，仍是年齡（ Beta=.115, p<.05）和政治涉入度面向中的政黨支持強度（Beta=.224, p<.001）可以預測第三人效果認知差距；在第四層迴歸中，年齡（ Beta=.115, p<.05）、政治涉入度面向中的政黨支持強度（Beta=.204, p<.001），以及主流意識差距（Beta=-.129, p<.05）可以預測第三人效 果認知差距，也就是年齡愈大、政黨支持強度愈強、以及自認為自己所支持的候選人會當選之選民（無主流意識差距），愈傾向認為公民辯論對他人的影響大於對自己的影響。以階層迴歸檢測第三人效果認知差距的結果如表六所示。

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表六：人口變項、政治涉入度、訊息的可信度及說服力、主流意識的差距對於第三人效果認知差距階層迴歸分析 <人口變項> 第一次迴歸第二次迴歸第三次迴歸第四次迴歸性別 -.059 -.033 -.032 -.029 年齡 .109* .108* .115* .115* 年級 .061 .062 .048 .057 <政治涉入度> 政黨支持強度 .224*** .224*** .204*** 政治參與度 -.035 -.040 -.044 政治與趣 -.100 -.116 -.121 <訊息可信度> 謝辯論內容可信度 -.006 .014 馬辯論內容可信度 -.011 -.024 <訊息說服力> 謝辯論內容可信度 -.080 -.075 馬辯論內容可信度 .046 .032 <主流意識差距> -.129* R2 Adjusted R2 .021 _.012 .061 _.045 .071 _.043 .085 _.054 註：1. 表格內的數字是標準化迴歸係數 Beta 值。 2. 性別編碼：男=1，女=0；主流意識差距編碼：有主流意識差距=1，無主流意識差距=0。 3. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001

（五）第三人效果之行為效應及選舉行為改變之檢測

本研究採用二元邏輯斯迴歸（Logistic regression）輸入法 3來檢測

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2008 年總統大選公民辯論會的訊息內容的評估是否會影響選民討論公民辯論會內容的意願及其投票意願、是否會改變選民的投票決定、以及是否應支持未來類似的公民辯論會之舉辦。資料分析的結果顯示，女性（B=-.846, Wald 檢定值=9.110, p<.01）、政治參與度愈高（B=.346, Wald 檢定值=3.618, p<.05）、政 治興趣愈高（B=1.065, Wald檢定值=33.240, p<.001），愈會討論 2008 年總統大選公民辯論的訊息內容，詳如表七所示。表七：第三人效果認知差距與公民辯論會內容的討論投入變項名稱 B S.E. Wald 值 Df 關聯強度性別 -.846 .275 9.237** 1 年齡 .065 .066 .778 1 年級 .107 .185 .158 1 政黨支持強度 -.133 .142 .438 1 政治參與度 .346 .178 3.713* 1 政治興趣 1.065 .182 37.585*** 1 謝辯論內容可信度 -.145 .208 .651 1 馬辯論內容可信度 .056 .206 .086 1 謝辯論內容說服力 .126 .195 .595 1 馬辯論內容說服力 -.159 .218 .271 1 主流意識差距 -.233 .275 .386 1 第三人效果認知差距 -.146 .156 .549 1 常數 -3.961 1.578 7.110 1 Cox-Snell R2=.175 Nagelkerke R2_=.239 整體模式適配度檢定 X2_=65.825*** Hosmer-Lemeshow 檢定值=4.196 n.s. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001；n.s. p>.05

(31)

資料分析的結果顯示，只有第三人效果認知差距能預測選民的投票意願，也就是愈是認為公民辯論對別人的影響比較大，對自己影響比較小的選民（B=0.832, Wald 檢定值=12.665, p<.001），愈會去投票，詳 如表八所示。表八：第三人效果認知差距與選民投票意願投入變項名稱 B S.E. Wald 值 Df 關聯強度性別 -.551 .373 2.182 1 年齡 .098 .168 .340 1 年級 .022 .300 .005 1 政黨支持強度 .349 .192 3.300 1 政治參與度 .314 .277 1.282 1 政治興趣 -.135 .234 .333 1 謝辯論內容可信度 -.536 .315 2.903 1 馬辯論內容可信度 .519 .293 3.131 1 謝辯論內容說服力 .491 .298 2.721 1 馬辯論內容說服力 .550 .316 3.039 1 主流意識差距 -.099 .369 .071 1 第三人效果認知差距 .832 .234 12.665*** 1 常數 -4.879 3.311 2.171 1 Cox-Snell R2_=.157 Nagelkerke R2_=.288 整體模式適 X2=58.792*** Hosmer-Lemeshow 檢定值=8.013 n.s. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001；n.s. p>.05 資料分析的結果顯示，愈認為馬英九公民辯論內容的說服力愈強（ B=1.108, Wald 檢定值=5.135, p<.05）及公民辯論訊息內容對自己的影 響比對他人影響大者（B=-1.210, Wald檢定值=9.823, p<.01），愈傾向

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改變其投票決定，詳如表九所示。表九：第三人效果認知差距與選民投票決定投入變項名稱 B S.E. Wald 值 Df 關聯強度性別 .351 .569 .379 1 年齡 -.015 .124 .015 1 年級 -.338 .392 .741 1 政黨支持強度 -.359 .314 1.309 1 政治參與度 -.231 .400 .335 1 政治興趣 -.061 .371 .027 1 謝辯論內容可信度 .737 .448 2.702 1 馬辯論內容可信度 -.734 .430 2.910 1 謝辯論內容說服力 -.590 .389 2.301 1 馬辯論內容說服力 1.108 .489 5.135* 1 主流意識差距 .303 .589 .264 1 第三人效果認知差距 -1.210 .386 9.823** 1 常數 -1.547 2.981 .269 1 Cox-Snell R2_=.072 Nagelkerke R2_=.215 整體模式適 X2_=24.484* Hosmer-Lemeshow 檢定值=6.783 n.s. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001；n.s. p>.05 至於第三人效果認知差距是否能預測支持或不支持媒體的行為，二元邏輯斯迴歸輸入法分析結果顯示，政治興趣愈低（B=-.437, Wald 檢定值=4.319, p<.05）及認為公民辯論訊息內容對他人的影響比對自己的 影響大者（B=.833, Wald檢定值=15.390, p<.001），愈傾向不支持未來 類似的公民辯論會的舉辦，詳如表十所示。

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表十：第三人效果認知差距與支持未來類似的公民辯論會的舉辦投入變項名稱 B S.E. Wald 值 Df 關聯強度性別 -.050 .366 .019 1 年齡 .020 .066 .091 1 年級 -.295 .244 1.459 1 政黨支持強度 -.113 .174 .421 1 政治參與度 -.081 .232 .123 1 政治興趣 -.437 .210 4.319* 1 謝辯論內容可信度 -.022 .247 .008 1 馬辯論內容可信度 .071 .257 .077 1 謝辯論內容說服力 -.206 .239 .739 1 馬辯論內容說服力 -.449 .270 2.780 1 主流意識差距 -.270 .365 .545 1 第三人效果認知差距 .833 .212 15.390*** 1 常數 2.103 1.851 1.291 1 Cox-Snell R2_=.092 Nagelkerke R2_=.158 整體模式適 X2_=33.162*** Hosmer-Lemeshow 檢定值=11.902 n.s. *p<0.05；**p<0.01；***p<0.001；n.s. p>.05

伍、研究結論與建議

本研究結果再次驗證第三人效果認知的存在，即針對不分黨派及候選人在電視公民辯論的表現，所有的受訪者皆傾向認為總統大選電視辯論內容對他人的影響大於對自己的影響。本研究更進一步證實公民辯論訊息內容的正負面及需求面會隨著受訪者的政黨傾向及其對候選人表現的主觀評估而有所不同：認為謝長廷在公民辯論的表現比較好的泛藍選民及認為馬英九在公民辯論的表現比較好的泛綠選民身上，皆產生了顯著的第三人效果認知。雖然認為馬英九在公民辯論的表現比較好的泛藍

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選民仍評估公民辯論對其他人的影響大於對自己的影響，但對認為謝長廷在公民辯論的表現比較好的泛綠選民而言，研究結果和預測相符，第三人效果認知差距因公民辯論的訊息特性由負轉正而減弱消失。本研究結果再次呼應過去研究者的建議：人們在比較媒體對他人及自己之間所產生的影響差異時，社會距離的考量點有時並不是單一面向。對有政黨屬性的泛藍及泛綠選民而言，在僅需考量同政黨選民與不同政黨選民與其之間的社會距離，和過去的研究結果相符，有政黨屬性的泛藍及泛綠選民皆認為公民辯論對與其社會距離近的同政黨選民的影響較小，對與其社會距離遠的不同政黨選民的影響較大。但若要有政黨屬性的選民分別評估有政黨屬性但屬於不同政黨的選民與沒有政黨的中立選民和其之間的社會距離，則「政黨屬性的差異」並非社會距離的評量面向，「政黨凝聚力」似乎才是受訪者評估社會距離的參考點。本研究結果發現，不分藍綠，有政黨屬性的選民皆認為公民辯論的訊息內容對無政黨凝聚力的中立選民影響較大，對同有政黨凝聚力但不屬於同一政黨的選民影響較小。而無政黨屬性的中立選民也認為公民辯論的訊息內容對其他無政黨屬性的中立選民影響較大，對有政黨屬性的選民影響較小，透露著受訪者似乎清楚在沒有政治凝聚力∕忠誠度的情形下，媒體的「魔彈」（magic bullet）的效果才容易發生，因此由以「政黨屬性的差異」來衡量「像我」或「不像我」的社會距離在媒體效果評估上的影響力於是減弱。除訊息的正負面及需求性外，本研究印證了相關研究之發現，年齡（Lambe & McLeod, 2005）、政治涉入度（Duck, Hogg, & Terry, 1995; Duck et al., 1998; Gardikiotis, 2008）及主流意識差距（Mutz, 1989; Willnat, 1996）是影響在第三人效果認知差距強弱的因素。年齡愈大、政黨支持度愈強、以及自認為自己所支持的候選人會當選的選民，愈傾向認為公民辯論對其他人的影響比較大，對自己的影響力相對減少。此

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第三人效果認知也如過去研究的發現，會轉成不支持舉辦未來類似公民辯論會的力量：本研究結果發現，政治興趣愈低且認為公民辯論訊息內容對他人的影響比對自己影響大者，愈傾向不支持未來類似的公民辯論會的舉辦。延續過去文獻的發現，第三人效果認知的影響力並不僅止於是否支持未來類似的公民辯論會之舉辦。出於擔心公民辯論對其他人的影響，選民的第三人效果認知差距不能引起選民對公民辯論議題內容的討論，性別和政治涉入度才是決定與他人討論辯論內容的主要因素。本研究發現，女性、政治參與度愈高及政治興趣愈高者，愈會和其他人討論公民辯論的內容。本研究另一個重要發現是，第三人效果認知差距會正面影響選民的投票意願，也就是愈是認為公民辯論內容對其他人的影響大於對自己的影響的選民，愈會去投票。此種「危機意識」的產生和 Davison 急著趕製反制文宣的行為頗有異曲同工之處。另外，第三人效果認知差距會負向影響投票決定，也就是愈是認為公民辯論內容對自己的影響大於對其他人的影響的選民，愈會改變投票決定。有趣的是，資料分析結果顯示，馬英九辯論內容的說服力愈強，愈會激發選民的投票意願及改變其投票決定。研究者進一步檢視統計分析結果，在顯著的第三人效果影響下，再加上表示會改變投票決定的選民中，絕大多數都是中立選民（78.6%），且中立選民對馬英九答覆內容說服力的評分為 3.2 分（高於泛綠的 2.8；低於泛藍的 3.7，三者間的差異達顯著水準， p<.001）的情形下，馬英九的大獲全勝與其在公民辯論會上的表現之間的關聯性，應比帶著政治立場的電視名嘴之推論及只詢問對自己的影響的民調結果要強上許多才是。然而本研究的受訪者為大專院校的學生，其看法能否代表全體選民應受質疑。過去針對第三人效果文獻的整理研究發現（Paul et al., 2000），當研究參與者為大專院校的學生時，第三人效果認知差距會比

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受訪者是一般民眾的研究來得大。本研究以分層隨機的方式選取受訪者，因此，受訪者的意見可以代表全台大專院校學生是無庸置疑的。但隨機選出的大專院校學生的意見是否足以代表選民的看法，研究者雖不能斬釘截鐵的下定論，但在研究設計上已試圖檢測樣本代表性的問題。本研究在問卷中加入4 個和中國時報在第一場公民辯論會舉辦次日所公告的民調一模一樣的問題。中時在全台隨機取樣的 1344 位受訪者與本研究827 位受訪者在此 4 個問題的回答上的差異，絕大部分都落在此民調抽樣誤差值正負二點七個百分點之內，顯示本研究受訪者與一般民眾在此次總統大選重要議題上的看法並無二致，詳如表十一所示。表十一：一般民眾與本研究受訪者政治意見比較問題題目選項（中時民調）一般民眾（%）（本研究）受訪者（%）長昌配 22.7 23.8 馬蕭配 48.6 46.1 今年三月總統大選，請問您會支持那一組候選人？ _未決定 _{28.8 30.0} 長昌配 6.9 5.0 馬蕭配 41.8 45.6 勝負五五波 19.3 20.9 請問您覺得那一組贏得今年總統大選的機會大？不知道 32.0 28.4 有 39.4 37.3 請問您有沒有收看謝、馬二位總統候選人的電視辯論？沒有 60.6 62.7 謝長廷 21.0 19.0 馬英九 40.4 36.0 都不錯 21.0 28.1 都很差 2.8 2.9 請問您覺得那一位候選人回答內容的整體表現比較好？不知道 14.9 14.0

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本研究仍未能完全解決何以在評估正面訊息時，第三人效果認知的差距有時會縮小、消失，甚至轉為第一人效果認知的差距，但有時卻又不動如山的問題。雖然認為謝長廷在公民辯論的表現比較好的泛綠選民，其第三人效果認知差距因公民辯論的特性由負轉正而減弱消失，但認為馬英九在公民辯論的表現比較好的泛藍選民卻仍評估公民辯論對其他人的影響大於對自己的影響。可能的推論為，在對民進黨執政八年的失望及民調結果總是馬英九遙遙領先謝長廷的政治氛圍下，泛藍選民對馬英九的印象、支持度及投他一票的決定不會因馬英九在公民辯論表現比較好而改變（反正都會支持他），但在自我膨脹的心理影響下，泛藍選民可能會傾向認為，馬英九在公民辯論的好表現，終於可以讓那些先前「不像我如此識人」的「其他人」認清楚誰才是值得為他投下神聖一票的候選人，故正面訊息的第三人效果仍顯著，但這僅是研究者的推論，第三人效果何時縮小、消失或轉為第一人效果仍有待未來研究持續探索。本研究在設計問卷時，雖曾考量在評估與政治議題有關的社會距離時，受訪者應會同時將「政黨屬性的差異」及「政黨凝聚力」作為其區別人我距離之依據，但本研究並未直接詢問受訪者，其他人之所以「像我」或「不像我」的原因是因為「屬於同一政黨」或「會堅持自己政治立場」，故無法斷然推論社會距離不同的測量面向對第三人效果的直接影響。建議未來的研究在社會距離的測量上，能針對社會距離各個可能的面向，利用量表，請受訪者進行「很像我」及「一點都不像我」的具體評估。社會距離的精確測量，在不同的媒體議題、訊息受眾特性及社會情境的影響下，需要研究者多方思考及運用想像力來操弄。深入分析社會距離對第三人效果的影響，不僅可以釐清過去第三人效果研究的部分盲點，更可以使基於人們能分辨人我認知差異所產生的第三人效果假

(38)

說，邁入下一個研究里程碑，跳脫以驗證第三人效果認知存在與否為主的研究範疇。

註釋

1 當初在研究執行時僅注意到需招募有總統大選投票權的受試者，忽略為測量「政治參與度」，亦需考量受試者在 2007 年底時，是否具有立委投票權的問題。故研究者將 20 歲以下的受試者（共 43 位）排除（原有效樣本數為 827 位），再跑交叉分析比較20、21 及 22 歲的受訪者在立委選舉的投票情形是否有所差異。交叉分析的結果顯示，20 歲的受試者在立委選舉未投票者的比例（ 35.8%）與 21 歲的受試者（37.1%）及 22 歲的受試者（27.1%）的投票情形比較，並無顯著差異（p>.05）。故決定將 19 歲排除在外，但保留 20 歲的受試者，經此處理後，總實驗參與人數為784 人。 2 考量要求受試者觀看長達 3.5 小時的電視辯論過於冗長易造成受試者因疲累而干擾研究結果及降低實驗參與者的參與意願，在正式研究進行前，作者先執行前測，以評估「看公民辯論」與「閱讀公民辯論」是否會影響本研究主要依變項的結果。前測的實驗參與者為修習作者研究方法（但尚未學過第三人效果）的3 個班級共 125 位學生。作者首先將參與者隨機分配至觀賞組及閱讀組，觀賞組在看完公民辯論後填寫研究問卷（有效樣本＝58 人）；閱讀組則在閱讀完公民辯論內容後填寫研究問卷（有效樣本＝62 人）。獨立 t-tests 及交叉分析的結果（如下二表）顯示，觀賞組及閱讀組在主要依變項皆無顯著差異。Paul 等人（2000）的後設分析結果也建議，媒介（medium）不是第三人效果認知的干擾變項（moderating variable）。於是，在考量電視辯論過於冗長、觀賞或閱讀公民辯論對依變項的結果並無影響，且執行實驗的重點在控制內在效度（相對於調查研究的重點在控制外在效度），作者最後決定以「閱讀公民辯論」的方式執行此研究。人數看公民辯論讀公民辯論 t p值第三人效果 119 2.98(0.62) 2.98(0.75) .051 .959 第一人效果 120 2.41(0.84) 2.52(0.96) .655 .514 第三人效果認知差距 119 0.57(0.71) 0.45(0.83) .870 .386 a.表中括號前數字為平均數，括號內為標準差。

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行為改變依變項變數水準人數看公民辯論讀公民辯論 X2 _{p 值} 不會 27(22.5) 32(26.7) 討論辯論會內容會 120 31(25.8) 30(25.0) .307 .579 不會投票 14(11.7) 12(10.0) 投票意願會投票 120 44(36.7) 50(41.7) .404 .525 不會改變 45(42.5) 53(50.0) 改變投票決定會改變 106 3(2.8) 5(4.7) .212 .646 沒有必要 18(15.3) 14(11.9) 舉辦公民辯論的必要性 _有必要 118 _{38(32.2) 48(40.7)}1.361 .243 a. 表中括號前數字為人數，括號內為百分比。 3 此方法等同階層迴歸的強迫輸入法，在依變項為二分類別變項的情形下，本研究執行二元邏輯斯迴歸輸入法。

參考書目

中時民調中心（2008 年 2 月 25 日）。〈總統大選首場辯論本報最新民調〉，《中國時報》，頁A1。林美雅、向倩儀、蔡維鴻（2005）。〈瘦身廣告的第三人效果〉，《中華傳播學刊》，7: 228-253。洪雅慧（2007）。〈網路電子郵件之「第三人效果」與「第一人效果」--以台灣「319 槍擊疑雲」電子郵件散播為例〉，《新聞學研究》，90: 1-42。胡幼偉（1997 年 6 月）。〈選舉新聞的第三者效果〉，「1997 年中華傳播學會論文研討會：傳播、科技與社會」，台北縣深坑。陳志賢、陳志萍（2007）。〈電視改革的第三人效果與新社會運動模式：以大高雄地區民眾意見調查為例〉，《新聞學研究》，91: 35-83。彭文正（2007）。〈第三人效果的理解與疑惑〉，《中華傳播學刊》，12: 3-52。羅文輝（2000a）。〈性策略理論、性別、第三人效果與支持限制色情媒介〉，《新聞學研究》，63: 201-222。羅文輝（2000b）。〈負面內容與社會距離對第三人效果認知的影響〉，《新聞學研究》，65: 95-129。羅文輝、牛隆光（2003）。〈自尊、第三人效果與對限制媒介支持度的關聯性研究〉，《新聞學研究》，75: 141-167。

(40)

Quarterly, 71(2), 269-281.

Brosius, H-B., & Engel, D. (1996). The causes of third-person effects: Unrealistic opti-mism, impersonal impact, or generalized negative attitudes towards media influ-ence? International Journal of Public Opinion Research, 8, 142-162.

Chapin, J. R. (2002). Third-person perception and school violence. Communication Research Reports, 19, 216-215.

Chia, S. C., Lu, K.-H., & McLeod, D. M. (2004). Sex, lies, and video compact disc: A case study on third-person perception and motivations for media censorship. Communication Research, 31(1), 109-130.

Chia, S. C. (2007). Third-person perceptions about idealized body image and weight-loss behavior. Journalism and Mass Communication Quarterly, 84(4), 677-694. Cho, H., & Boster, F. J. (2008). First and third person perceptions on anti-drug ads

among adolescents. Communication Research, 35(2), 169-189.

Choi, Y., & Leshner, G. (2003). Who Are the “Other”? Third-person effects of idealized body image in magazine advertising. Paper presented at the Annual Meeting of the Association for Education in Journalism and Mass Communication-Advertising Division, Kansas City, Missouri.

Chock, T. M., Fox, J. R., Angelini, J. R., Lee, S., & Lang, A. (2008). Telling me quickly: How arousing fast-paced PSAs decrease self-other differences. Communication Research, 34(6), 618-636.

Cohen, J., & Davis, R. (1991). Third-person effects and the differential impact in nega-tive political advertising. Journalism Quarterly, 68, 680-686.

Cohen, J., Mutz, D., Price, V., & Gunther, A. C. (1988). Perceived impact of defamation: An experiment on third-person effects. Public Opinion Quarterly, 52, 161-173. David, P. & Johnson, M. (1998). The role of self in third-person effects about body

image. Journal of Communication, 48, 37-58.

Davison, W. P. (1983). The third-person effect in communication. Public Opinion Quar-terly, 40, 1-15.

Driscoll, P. D., & Salwen, M. B. (1997). Self-perceived knowledge of the O. J. Simpson trial: Third-person perception and perceptions of guilt. Journalism & Mass Communication Quarterly, 74, 541-556.

Duck, J. M., Hogg, M. A., & Terry, D. J. (1998). Perceived self-other differences in persuasibility: The effects of interpersonal and group-based similarity. European Journal of Social Psychology, 28, 1-21.

Duck, J. M., Hogg, M. A., & Terry, D. J. (1995). Me, us and them: Political identifica-tion and the third-person effect in the 1993 Australian federal elecidentifica-tion. European Journal of Social Psychology, 25, 195-215.

Duck, J. M., & Mullin, B. (1995). The perceived impact of the mass media: Reconsider-ing the third-person effect. European Journal of Social Psychology, 25, 77-95. Duck, J. M., Terry, D. J., & Hogg, M. A. (1995). The perceived influence of AIDS

(41)

advertising: Third-person effects in the context of positive media content. Basic and Applied Social Psychology, 17, 305-325.

Eveland, W. P., Jr., Nathanson, A. I., Detenber, B. H., & McLeod, D. M. (1999). Re-thinking the social distance corollary: Perceived likelihood of exposure and the third-person perception. Communication Research, 26, 275-302.

Gardikiotis, A. (2008). Group distinctiveness, political identification, and the third-person effect: Perceptions of a political campaign in the 2004 Greek National Election. Media Psychology, 11, 331-353.

Gibbon, P., & Durkin, K. (1995). The third-person effect: Social distance and perceived media bias. European Journal of Social Psychology, 25, 597-602.

Golan, G. J., Banning, S. A., & Lundy, L. (2008). Likelihood to vote, candidate choice, and the third-person effect: Behavioral implications of political advertising in the 2004 presidential election. American Behavioral Scientists, 52(2), 278-290. Gunther, A. C. (1991). What we think others think: Cause and consequences in

third-person effect. Communication Research, 18, 355-372.

Gunther, A. C. (1995). Overrating the X-rating: The third-person perception and support for censorship of pornography. Journal of Communication, 45(1), 27-38.

Gunther, A. C., & Hwa, A. P. (1996). Public perceptions of television influence and opinions about censorship in Singapore. International Journal of Public Opinion Research, 8(3), 248-265.

Gunther, A. C., & Mundy, P. (1993). Biased optimism and the third-person effect. Jour-nalism Quarterly, 70, 58-67.

Gunther, A. C., & Storey, D. (2003). The influence of presumed influence. Journal of Communication, 53(2), 199-215.

Gunther, A. C., & Thorson, E.(1992). Perceived persuasive effects of product commer-cials and public service announcements: Third-person effects in new domains. Communication Research, 19, 574-596.

Heider, F. (1958). The psychology of interpersonal relations. New York: Wiley.

Henriksen, L., & Flora, J. A. (1999). Third-person perception and children: Perceived impact of pro- and anti-smoking ads. Communication Research, 26, 643-665. Hoffner, C., Plotkin, R. S., Buchanan, M., Anderson, J. D., Kamigaki, S. K., & Hubb, L.

A. (2001). The third-person effect in perceptions of television violence. Journal of Communication, 51, 283-299.

Hoorens, V., & Ruiter, S. (1996). The optimal impact phenomenon: Beyond the third-person effect. European Journal of Social Psychology, 26, 599-610.

Huh, J., DeLorme, D., & Reid, L. N. (2004). The third-person effect and its influence on behavioral outcomes in a product advertising context: The case of direct-to-consumer prescription drug advertising. Communication Research, 31, 568-599. Huh, J., & Langteau, R. (2007). Presumed influence of DTC prescription drug