票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響

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(1)選舉研究第十八卷第二期（100/11），pp.31-57. 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 * 林啟耀 ** 《本文摘要》馬英九一直都是選戰常勝軍，更是藍營的票房良藥，但是在他執政後的國民黨卻在多次立委補選敗選，是否明星光環不在？社會輿論中，更是把國民黨在近幾次立委補選的失利歸咎在中央政府的施政不佳。本研究在回溯性理論與公民複決理論的支持下，透過觀察 2009 年的三場立委補選，嘗試驗證這些選民的投票行為是否會受到他們對中央政府的執政滿意度所影響。研究結果顯示，在苗栗縣第一選區的選舉中，中央施政滿意度沒有對選民的投票行為產生顯著影響。但是，在台北市第六選區與雲林縣第二選區的選舉中，選民對中央施政的滿意度對他們的投票行為產生不同的影響。之所以會出現各縣市分析結果的差異，作者相信與選舉情境差異有關。由於台北市第六選區與雲林縣第二選區的補選都涉及藍綠對決，因此泛綠在競選過程不斷以中央施政無力來攻擊泛藍候選人，讓選民會將中央施政結果列入他們的考慮中。在苗栗縣第一選區的補選中，由於是藍軍自家分裂的對決，因此這種氛圍就不再存在。. 關鍵詞：公民複決理論、立委補選、施政滿意度、投票行為. *. **. 本論文初稿曾發表於 2010 台灣政治學會年會暨學術研討會，東吳大學，2010 年 12 月 4-5 日。作者特別感謝評論人國立中正大學陳光輝教授寶貴的意見。同時，作者也十分感謝兩位匿名審查人所給予的精闢意見與指正。文中的論點與疏漏，概由作者自行負責。國立政治大學政治學研究所博士生。Email: [email protected]。.

(2) 32 選舉研究. 壹、前言在過去的選戰當中，馬英九總統幾乎是戰無不勝，從台北市市長到總統選舉無一例外。1 憑著他自身的政治明星光環，除了自己的選舉，馬總統更是其他同黨或同一陣營戰友最佳的輔選員，常是其他選戰候選人爭相爭取的輔選明星。然而，在馬英九坐上了總統大位，擁有一切行政資源的同時，國民黨卻在多次立委補選中落敗。2009 年 3 月苗栗縣第一選區立委補選，開啟國民黨在多次立委補選大敗的開端，其間只能勉強靠台北市第六選區藍綠選民結構懸殊保住一勝，隨後就勝少敗多。同年 9 月的雲林縣第二選區立委補選，不僅是年底的縣市長選舉前哨戰，更是檢驗執政黨在經歷八八風災後的第一個重要指標。而這場補選的落敗也讓人開始懷疑，馬英九在擔任總統期間的施政表現，是否開始成了他自己與其他同黨戰友在選戰中的包袱？從圖 1 的馬政府施政滿意度分布趨勢或許我們可以看出一些端倪，除了剛上任的前幾個月，馬政府的施政評價是每況愈下。在多次的立委補選過後，就有媒體指出由於中央政府施政不得民心，國民黨在這些選舉得票狀況也充分反映人民的不滿（聯合報，2009 年 9 月 28 日，版 A2）。2 在苗栗縣第一選區的立委補選中，原本是國民黨的席次結果也輸給無黨籍的康世儒；在台北市第六選區（即大安區）的立委補選中，雖然蔣乃辛保住了國民黨的席次，但是相較於上一次李慶安的大獲全勝，媒體認為蔣乃辛受到中央執政的不力而辛苦險勝（聯合報，2009 年 3 月 29 日，版 A2）。3 在雲林縣第二選區的立委補選中，即使是國民黨候選人張艮輝與從國民黨脫黨參選的張輝元票數相加，也無法與民進黨候選人劉建國的票數相抵。從上述的立委補選結果再配合圖 1 的馬政府施政滿意度趨勢圖來看，不得不讓人懷疑這兩者之間存在著一定的關係。在台灣，針對立委補選的研究並不多見，但是這並不代表立委補選研究不具其重要性。尤其是立委補選是否具有美國期中選舉般的功能，值得政治學者們注意。因此，本研究關心的是究竟中央的施政成績是否會反映到立委補選結果中呢？本研究以苗栗縣第一選區、台北市第六選區以及雲林縣第二選區的立委補選作為研究對象，配合電話訪問所蒐集而來的調查資料，4 嘗試去回答上述的關鍵問題。本研究的研究對象，即苗栗縣第一選 1. 2 3 4. 馬英九在執政前曾經兩度在台北市市長選舉中勝選，其中包括打敗民進黨當時的政治明星陳水扁。在 2005 年當上國民黨黨主席後也帶領國民黨在年底的縣市長選舉取得不錯的成績，其中包括輔選周錫瑋打敗羅文嘉取回台北縣（現新北市）的執政權。李明賢，2009，〈民怨正在醞釀黨內喊爽敗選陰霾猶在〉，《聯合報》，9 月 28 日，版 A2。林新輝，2009，〈再沒政績年底更難看〉，《聯合報》，3 月 29 日，版 A2。本文使用的資料部分係採自「民國九十八年北市六區、苗栗一區立委補選電話訪問案」 (TEDS2009L_BE-T)(NSC97-2420-H001-003-MY3-B9803)。「台灣選舉與民主化調查」(TEDS) 多.

(3) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 33. 區、台北市第六選區及雲林縣第二選區的立委補選結果資訊如表 1 所示。. 滿意不滿意無意見. 資料來源：遠見雜誌民調中心（2009）。. 圖 1 馬政府施政滿意度分布趨勢表 1 各地立委補選選舉資訊 . 苗栗縣第一選區. 台北市第六選區. 雲林縣第二選區. 42.11%. 39.12%. 45.55%. 49.02%. 48.91%. 23.18%. 38.72%. 58.81%. 12.37%. 18.01%. 投票率國民黨候選人得票率. 1. 民進黨候選人得票率. 2. 其他候選人得票率. 3. 50.98%. 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。說明：1 國民黨在苗栗縣第一選區的候選人為陳鑾英，在台北市第六選區為蔣乃辛，在雲林縣第二選區為張艮輝。 2. 民進黨在苗栗縣第一選區沒有推派候選人，在台北市第六選區的候選人為周柏雅，在雲林縣第二選區為劉建國。 3. 在苗栗縣第一選區的其他候選人為康世儒，在台北市第六選區則包括姚立明、劉義鈞、陳源奇、溫炳源與趙衍慶，在雲林縣第二選區則是張輝元。. 年期計畫總召集人為國立政治大學黃紀教授，TEDS2009L_BE-T 為針對民國九十八年台北市六區、苗栗一區立委補選執行之計畫，計畫主持人為黃紀教授；詳細資料請參閱 TEDS 網頁： http://www.tedsnet.org。另外，本文使用資料另一部分係採自「民國九十八年雲林二區立委補選暨雲林縣三合一選舉電話訪問案」(TEDS2009L_BE&M-T)，計畫主持人為黃紀教授，該計畫資料由國立政治大學選舉研究中心執行並釋出。作者感謝上述機構及人員提供資料協助，惟本文之內容概由作者自行負責。.

(4) 34 選舉研究. 貳、文獻檢閱一、施政滿意度的評估會不會影響投票決定？民眾在選舉時的投票決定是否會考量政府的施政表現，開始受到學者們的重視與討論，其基本的觀點是源自於 Downs(1957) 所提出「自利」(self-interest) 的思維邏輯，認為選民會用選票來獎勵或懲罰執政黨的施政表現。而 Key(1966) 也為選民的投票決定換算成一種公式：當選民認為政府的施政績效不佳時，會選擇將選票投給反對黨以懲罰執政黨；反之，當選民滿意執政黨的施政表現時，會選擇將票繼續投給執政黨，除了是對執政黨的獎勵外，也期望令人滿意的現狀能維持下去。根據上述的觀點出發，Fiorina(1981) 提出了「回溯性投票」(retrospective voting) 的論點，他認為選民並不是笨蛋，即使選民無須對現任者的經濟或外交政策內容有精確的瞭解，也會藉由對這些政策結果的感受來影響投票抉擇。他根據 1952 至 1976 年的調查研究資料檢證出，美國選民對於總統的施政評價，不但會左右其在總統選舉時的投票抉擇，也會對國會議員的選舉造成影響，甚至改變了選民既存的政黨認同傾向。Kiewiet(1983) 則依據過去相關學者提出的論述進行區分，部分論述認為選民是以現任者的施政表現來進行評價，稱之為「現任者取向」(incumbency-oriented)，另一種則是以選民認為當時應著重的經濟政策為何來進行投票抉擇，若面對失業率問題時傾向支持民主黨，若面對的是通貨膨脹時則傾向支持共和黨，稱之為「政策取向」(policy-oriented)。其研究結果發現，選民對於政府施政表現的評價相對較容易反映在總統選舉當中，對國會選舉的影響相對較低；再者，現任者取向的評價觀點在選民投票抉擇上，要比採政策取向觀點來的更具影響力。另外，Chappell 與 Keech(1985) 也指出對總統施政的評價隱含著選民對政府表現的期待，當對政府表現有所期待的選民認為政府表現不如預期的時候，他們就會不再支持政府所屬陣營。. 二、總統施政表現會不會影響其他層級選舉？根據上一段所討論到的研究發現，選民會回溯政府過去的表現來決定他們的投票決定，但是卻沒有討論到對於中央政府表現的回溯是否會影響到其他層級的選舉。針對總統表現與次級選舉 (second-order election) 結果的關係，也有許多相關的研究進行了許多的討論。透過對美國期中選舉的觀察，Tufte(1975) 認為美國的期中選舉可視為一種對總統所行使的「公民複決」(referendum)，他的研究中以「總統施政的滿意度」與「選舉前的經濟情況」解釋了美國期中選舉的結果。由於期中選舉時選民無法更換他們不滿的總統，因.

(5) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 35. 此唯有將對總統的意見表達在總統同屬政黨的國會議員上。換句話說，期中選舉可以說是選民給總統的「期中考分數」，他們會針對總統過去的表現，包括國內經濟情況如何，競選承諾是否有實現等來評估。當總統施政滿意度較高時，總統所屬政黨在期中選舉的成績一般來說都會較好，反之亦然。另外，研究也發現對總統表現不滿的選民大多較積極參與投票，因此期中選舉大多形成負面複決。除了美國的期中選舉外，也有不少學者針對美國的州長選舉進行研究，探討美國總統的施政成績對於同黨候選人在州長選舉成績的影響 (Chubb 1988; Kenney 1983)。他們的研究結果也迎合 Tufte(1975) 的公民複決理論，即選民會以中央政府的施政成績來決定他們在州長選舉的投票對象。除了上述的這些研究外，還有一些學者嘗試去探索中央施政成績在什麼樣情境下的次級選舉比較有影響力。其中，King(2001) 針對美國不同州的州長選舉進行比較，發現在開放選舉 (open-races) 中，中央政府的施政成績對選民的投票決定影響力較大，在現任州長尋求連任的選舉 (incumbent-races) 中影響力則比較小。另外，Brown 與 Jacobson(2007) 則是比較美國參議院與美國州長的選舉後發現，民眾在選擇參議員時比較會受到中央政府政績所影響，而州長選舉則比較容易受到現任州長政績所影響。他們認為，這是因為民眾在選擇地方首長的時候比較傾向以地方政績作為參考，而在選擇參議員這種需要參與全國事務的民意代表時，則會以中央政府的表現為選擇依歸。在國內的研究方面，民眾對政府施政表現的評價是否會影響選民的投票決定逐漸受到學者們的重視。尤其是在 2000 年政黨輪替後，民眾開始對於不同政黨執政的結果有差異性的感受，也逐漸在投票時成為投票抉擇的考量依據。蕭怡靖與游清鑫（2008）針對 2006 年北高市長選舉的研究中發現，高雄市選民在他們作出投票決定時會考慮市長的施政成績。在探索中央政績是否會影響次級選舉的研究中，吳重禮與李世宏（2003）對台灣 2001 年立法委員選舉的研究即發現，選民對總統在「經濟發展」、「社會福利」及「黑金政治」三面向的施政評價，確實會影響其在立法委員選舉的投票抉擇。在 2002 年地方層級的北高市長選舉中，選民對中央層級的總統施政滿意度與對地方層級的現任市長施政滿意度，也皆顯著影響選民最終的投票抉擇（吳重禮與李世宏 2004）。這顯示出，台灣選民不論在中央或地方，在經歷不同政黨輪流執政後，更能夠對於不同政黨的執政表現做出差異性的評價，進而在選舉時將政府的施政表現作為其投票抉擇的考慮因素。綜合上述的文獻，無論是國內或國外的研究都發現選民會因為他們對政府表現的評估來決定他們的投票決定。不僅如此，上述各位學者的研究也說明了總統的施政表現的確會影響民眾在其他層級選舉的投票抉擇。接下來，筆者將嘗試從過去學者對於國會補選的研究來論述為何立委補選可以作為觀察中央政績對次級選舉影響的研究對象。.

(6) 36 選舉研究. 三、立委補選是否是合適的觀察對象？如上一段所陳述，在過去的研究中，大多以國會議員的期中選舉或地方首長的選舉作為觀察中央政府執政成果是否影響其他選舉結果的研究對象 (Brown and Jacobson 2007; King 2001)。至於立委補選是否能有相同的功能，我們可以從相關的一些研究一窺究竟。立委補選，顧名思義即在立委職位出缺時，必須進行選舉選出一名新的立委取代舊有的立委。Butler(1973) 指出，由於憲政制度設計的關係，除非補選結果會影響內閣的組成，否則補選一般不會受到太多的關注，投票率也較國會全面改選的時候來的低，國會議員補選常常被看作大眾意見反映的指標，更甚於原來立委席次甄補的功能。Butler(1973) 認為，大家並不關心在國會議員補選中誰當選，而是想透過補選傳達一種信念或價值。 Mughan(1988) 進一步以英國的國會議員補選結果進行實證分析發現，執政黨的經濟表現對於同黨候選人在國會議員補選的成績有顯著的影響。Mughan(1988) 認為，選民在國會議員補選中會考量內閣的執政成績，並以這成績來決定他們的投票決定。雖然台灣並沒有所謂的期中選舉，但是由於國內近一年的多次補選都發生在馬英九總統就職後兩年左右，成為「另類的期中選舉」。過去的研究也證明，中央政府的執政成績的確會在某些條件下對次級選舉中的選民投票抉擇產生影響。立委補選在本質上一定是一場開放性選舉，而選出來的立委的主要工作也不僅僅是地方的事務，如果如同 King(2001) 和 Brown 與 Jacobson(2007) 等人的推論，立委補選中的選民在投票時應該會考慮中央政府的執政成績。因此，本研究正好可以驗證總統的施政表現是否會對 2009 年數次的立委補選產生影響。另外，是否也如同 Chappell 與 Keech(1985) 所論述的，選民的施政滿意度隱含了對政府表現的期待，並且反映在他們的投票行為中？本研究透過調查研究資料的分析嘗試去回答上述這些問題。. 參、研究方法一、待驗假設的提出從上一段所提及的研究發現，選民對於中央政府施政表現的回溯，會影響到他們在不同選舉的投票抉擇。在投票與否的問題上，本研究提出以下的研究假設：. 假設一：對中央施政表現感受強烈的選民，傾向去投票；反之，對中央施政表現感受不強烈的選民，傾向不去投票。.

(7) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 37. 假設一即是建立在回溯性投票理論的基礎上，即選民如果滿意執政黨表現，就會把票投給執政黨，反之則會投給在野黨。因此，對中央執政表現感覺非常不滿意或非常滿意的選民，都應該有更強烈的動機去投票支持或制裁執政黨。在投票對象抉擇的問題上，Tufte(1975) 的公民複決理論認為選民會評估中央政府的表現來決定他們在次級選舉的投票對象。而多位學者的實證研究也證明了中央政府的施政表現的確有很大可能性會對補選造成影響 (King 2001; Mughan 1988)，因此本研究提出以下研究假設：. 假設二：對中央施政表現愈不滿意的選民，愈傾向投票給在野黨的候選人；反之，對中央施政表現愈滿意的選民，愈傾向投票支持執政黨的候選人。而根據 Chappell 與 Keech(1985) 的研究發現，對於政府施政表現有所期待的選民相對於其他選民更容易受到政府施政表現所影響，進而表現在他們的投票行為上。如果對施政有所期待的選民對政府的施政評價愈強烈，那他們就應該比沒有期待的選民更有動機去投票。而這些選民如果是因為非常不滿意中央執政的表現而去投票，則可能會出現背叛的行為，即有點類似所謂的 “ 因愛成恨 ”。如果他們是因為非常滿意才去投票，則會比沒有期待的選民更加支持執政黨。據此，本研究提出以下兩個研究假設：. 假設三：相對於對施政沒有期待的選民，對於中央施政有所期待的選民，他們的施政表現感受度愈強烈則愈會去投票，反之，愈不強烈則愈不會去投票。假設四：相對於對施政沒有期待的選民，對於中央施政有所期待的選民，他們的施政滿意度愈低則愈可能投票支持在野黨候選人，反之，愈高則愈可能投票支持執政黨候選人。. 二、變數建構為了檢驗上述的研究假設，本研究在統計模型上將採用勝算對數模型 (Logit model) 來分析各個變數對於依變數的影響。在本研究當中，主要的依變數包括：選民投票與否及選民投票對象抉擇。在自變數方面，主要是選民對於中央政府的施政滿意度。為了檢驗對中央政府有所期待的選民受到施政滿意度的影響是否與其他選民有所差異，本研究以上一次總統選舉的投票對象作為操作型界定，把總統選舉中投給馬英九的選民界定為對中央政府比較有所期待的選民。雖然過去沒有研究採用上述的方式進行類似的界定，但是本研究認為在控制了政黨認同等變數後，總統大選投給馬英九與蕭萬長的選民，相較於投給謝長.

(8) 38 選舉研究. 廷與蘇貞昌的選民，對於中央執政更多了一份期待。而本研究的控制變數，則是在台灣過去選舉研究中對選民投票行為較有影響的一些變數，包括在投票與否的分析模型中加入過去投票經驗、政黨認同、候選人評價、年齡以及教育程度等重要變數。另外，在投票對象的分析模型中，則加入了對引發補選事件的看法、政黨認同、候選人評價、統獨立場與省籍。各個變數的編碼方式請參見附錄，而各主要變數的敘述統計請見表 2。表 2 主要變數描述性統計苗栗縣第一選區. 台北市第六選區. 雲林縣第二選區. 次數. 百分比. 次數. 百分比. 次數. 百分比. 有去. 502. 52.13. 616. 59.92. 526. 56.74. 沒去. 461. 47.87. 412. 40.08. 401. 43.26. 國民黨. 157. 31.27. 337. 56.07. 190. 36.12. 民進黨. --. --. 159. 26.46. 268. 50.95. 其他候選人. 345. 68.73. 105. 17.47. 68. 12.93. 強烈. 314. 29.88. 365. 32.82. 370. 36.45. 不強烈. 737. 70.12. 747. 67.18. 645. 63.55. 非常不滿意. 277. 26.36. 335. 30.13. 335. 33.00. 不滿意. 391. 37.20. 465. 41.82. 378. 37.24. 滿意. 346. 32.92. 282. 25.36. 267. 26.31. 37. 3.52. 30. 2.70. 35. 3.45. . . 投票與否. 投票對象. 施政滿意度. 非常滿意資料來源：黃紀（2009a；2009b）。. 說明：-- 在苗栗縣第一選區的選舉中，民進黨沒有推派候選人。. 肆、研究發現一、投票與否的分析為了分析在控制其他變數後，施政滿意度對選民投票抉擇的影響，本研究將針對兩個依變數即選民的投票與否以及投票對象進行勝算對數分析。表 3 中的六個分析模型是苗栗縣第一選區、台北市第六選區和雲林縣第二選區選民投票與否的分析，各選區的第二個模型與第一個模型的差別在於加入對中央施政滿意程度與上一次總統選舉投給馬蕭組合的交互作用項。5 分析結果發現這三個地區的選民在考量投票與否時，有著不太一樣的考量。 5. 未加入交互作用項的模型為本研究的原始模型 (original model)，而加入交互作用項後的模型為本研究的完整模型設定 (fully specified model)。原始模型的主要目的在於提供未加入交互作用項.

(9) 2. 依變數 1= 有去投，0= 沒有去投。. 說明：1. *** p<0.001; **p<0.01; *p<0.05。. 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。. 表 3 苗栗縣第一選區、台北市第六選區、雲林縣第二選區立委補選選民投票與否勝算對數模型苗栗縣第一選區台北市第六選區雲林縣第二選區模型一模型二模型三模型四模型五模型六 B B B B B B (s.e.) (s.e.) (s.e.) (s.e.) (s.e.) (s.e.) 0.061 -0.531 -0.402 0.321 0.444 1.258 ** 施政滿意強烈度 (0.258) (0.472) (0.228) (0.389) (0.308) (0.484) 0.042 -0.382 -0.961 ** -0.460 -0.145 0.455 總統大選投馬蕭（投謝蘇 =0） (0.380) (0.478) (0.363) (0.419) (0.400) (0.481) 0.852 -1.026 * -1.273 * 強烈施政滿意度 * 總統大選投馬蕭 (0.563) (0.452) (0.587) 2008 年立委選舉有去投 1.320 * 1.284 *** 0.495 * 0.486 * 1.412 *** 1.458 *** (0.283) (0.284) (0.211) (0.212) (0.297) (0.301) （沒去投 =0） 0.249 *** 0.255 *** 0.232 *** 0.234 *** 0.256 *** 0.261 *** 候選人評價差異 (0.043) (0.043) (0.057) (0.058) (0.063) (0.063) 政黨支持（獨立選民 =0） 0.380 0.395 0.752 ** 0.727 ** 0.378 0.286 泛藍支持者 (0.280) (0.282) (0.270) (0.270) (0.325) (0.328) 0.907 * 0.911 * 0.611 0.582 0.887 * 0.853 * 泛綠支持者 (0.402) (0.407) (0.375) (0.376) (0.404) (0.406) 0.172 * 0.181 * 0.347 *** 0.339 *** 0.129 0.111 年齡 (0.085) (0.085) (0.072) (0.073) (0.110) (0.111) -0.129 -0.119 -0.193 -0.207 -0.147 -0.157 教育程度 (0.089) (0.090) (0.108) (0.109) (0.104) (0.105) -2.006 ** -1.681 * -0.184 -0.513 -1.221 -1.632 * 常數 (0.632) (0.673) (0.655) (0.671) (0.746) (0.765) 模型資訊 N 521 521 623 623 445 445 2 pseudo-R 0.148 0.151 0.122 0.128 0.158 0.167 Log-Likelihood -303.157 -301.895 -361.483 -358.922 -230.600 -228.249 Chi2 104.84 107.16 100.51 105.63 86.64 91.34 p-value <0.001 <0.001 <0.001 <0.001 <0.001 <0.001. 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 39.

(10) 40 選舉研究. 在苗栗縣第一選區，無論是模型一還是模型二，對中央施政滿意的強烈度對選民是否去投票沒有顯著的影響，其中在總統選舉投票給馬英九的選民也不會因為施政滿意度的強烈與否而有所差異。最主要會影響苗栗縣第一選區選民去投票的因素還是投票經驗、政黨認同與候選人評價差異。在 2008 年立委選舉時有去投票的選民，相較於沒有去投票的選民，在這一次的補選中也比較傾向去投票。泛綠選民相較於獨立選民，更傾向去投票。另外，對於候選人評價差異愈大的選民也愈傾向去投票。在台北市第六選區，在控制了其他變數後，模型三的分析發現在總統選舉投票給馬英九的選民相對於投給謝長廷的選民更傾向不去投票，但是施政滿意度的強弱對選民的投票與否卻沒有顯著影響。在加入交互作用項的模型四中，雖然施政滿意度的強弱對選民是否去投票沒有直接影響，但是這變數與總統選舉投票對象的交互作用項則是有顯著的影響。這代表的是，在相同的施政滿意強烈程度下，上一次總統選舉投給馬英九或謝長廷對於投票與否也有顯著的差異。6 從係數值來看，當選民的施政滿意度為強烈時（即非常滿意或非常不滿意），上一次總統選舉投給馬英九的選民比投給謝長廷的選民去投票的可能性更低。7 這也說明了，對於中央政府施政是否帶有期待的確會影響選民在次級選舉的投票選擇，但是分析的結果卻與本研究的假設三的方向相反。在其他控制變數方面，過去的投票經驗、政黨認同、候選人評價差異與選民的年齡也對他們是否去投票有顯著的影響。上一次立委選舉有去投票的選民，相對於上一次沒去投票的選民，在這一次補選更傾向去投票。相對於獨立選民，國民黨支持者有顯著去投票的傾向；候選人評價差異方面，對於候選人評價差異愈大的選民則愈傾向去投票；在年齡方面，年紀愈大的選民愈傾向去投票。雲林縣第二選區的兩個模型分析結果則和台北市第六選區的分析結果有點相似。在未加入交互作用項時，選民對中央施政滿意度是否強烈這個變數對選民是否投票並沒有顯著的影響。在加入交互作用項的模型六當中，不僅施政滿意度的強弱對於選民是否投票有直接的影響，這變數與總統選舉中投給馬蕭組合的交互作用項也對選民是否投票有所影響。從係數值來看，施政滿意度感受愈強烈的選民愈傾向去投票，這一點與本研究的研究假設. 6 7. 前，自變數對於依變數的影響為何。在加入交互作用項後的模型中，各自變數係數值的解讀方式將在內文中與後續的註腳中提供。有關勝算對數模型中的交互作用項該如何解讀，可參考 Huang 與 Shields(1994)。以模型四為例， Odds（總統選舉投給馬蕭）／ Odds（總統選舉投給謝蘇）＝ e(-1.026)( 強烈施政滿意度 ) (1-0)*e(-0.460) (1-0) ＝ (0.358)( 強烈施政滿意度 )*(0.631) ＝ 0.226 這表示總統選舉投給馬蕭且具有強烈施政滿意度的選民去投票的機率比是其他選民去投票與否機率比的 0.23 倍左右。.

(11) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 41. 一相符。在交互作用項的係數值方面，總統選舉中投給馬蕭組合且對中央施政感受度強烈的選民去投票與否的勝算較其他選民去投票與否的勝算少百分之五十六。在其他控制變數方面，過去投票經驗、候選人評價差異與政黨認同仍然是影響雲林縣第二選區選民投票的主要因素。在 2008 年立委選舉有去投票的選民相較於沒去投票的選民在這一次補選中仍然是比較傾向去投票；對於候選人評價差異愈大的選民愈傾向去投票；而泛綠支持者相較於獨立選民比較傾向去投票。從上述的分析結果來看，雖然對中央是否有所期待對於選民是否投票的確有所影響，但是卻與本研究的研究假設三在方向上有所差異。本研究認為可能原因有二：第一是因為施政滿意度強烈的選民當中，包含了非常不滿意與非常滿意兩群人，這兩群人的投票考量在是否有期待的影響下可能有所不同。第二，是因為這群有所期待的選民在思考模式上本來就與一般的選民可能不同。一般選民在非常不滿意政府表現時可能會選擇用選票制裁現任政府，但是有所期待的選民在期待落空後可能所換來的就是對政治的失望並且不再投票。從表 2 來看，對於中央施政表現感受度強烈的受訪者當中，又以非常不滿意的佔大多數。因此，這可能也就是為何模型四與模型六中的交互作用項出現與研究假設三背道而馳的分析結果。為了驗證上述的推論，本研究改變施政滿意度的操作方式，並檢驗施政滿意度的高低對選民投票與否的影響。從表 4 模型十所呈現的台北市第六選區分析結果來看，在同樣都是施政滿意度非常不滿意時，總統選舉投給馬蕭組合選民投票與否的勝算較總統選舉投給謝蘇選民投票與否的勝算少百分之七十二。但是，在施政滿意度為非常滿意時，總統選舉投給馬蕭的選民去投票與否的勝算是投給謝蘇選民去投票與否勝算的 1.88 倍。由上述的分析結果可見，對具有期待的選民而言，當他們與沒有期待的選民都對中央施政非常不滿意時，他們會對政治更失望而不再去投票。相反的，在同樣都是對中央施政非常滿意時，他們也比沒有期待的選民更傾向去投票。同樣的，本研究在表 4 的模型十二中檢驗了雲林縣第二選區選民投票行為的影響因素。分析結果發現，當對中央施政都是非常不滿意時，總統選舉投給馬蕭組合的選民投票與否的勝算顯著較投給謝蘇組合來的低。8 相反的，如果對中央的施政滿意度都是非常滿意時，總統選舉投給馬蕭組合的選民去投票與否的勝算則是投給謝蘇選民投票與否勝算的 3.5 倍。雲林縣第二選區選民的投票行為幾乎與台北市第六選區的選民如出一轍，對具有期待的選民而言，當他們與沒有期待的選民都對中央施政非常不滿意時，他們會對政治更失望而不再去投票，反之則會更傾向去投票。. 8. 從係數值來看，投馬蕭的選民投票與否勝算只有投謝蘇選民投票與否勝算的 0.4 倍。.

(12) 3. 依變數 1= 有去投，0= 沒有去投。. 2. ***p<0.001; **p<0.01; *p<0.05。. 說明：1. 1 與表 3 的差異在於施政滿意度的操作不同。. 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。. 表 4 苗栗縣第一選區、台北市第六選區、雲林縣第二選區立委補選選民投票與否勝算對數模型 1 苗栗縣第一選區台北市第六選區雲林縣第二選區模型七模型八模型九模型十模型十一模型十二 B B B B B B (s.e.) (s.e.) (s.e.) (s.e.) (s.e.) (s.e.) 0.196 0.626 0.214 -0.265 -0.142 -1.006** 中央施政滿意度 (1~4) (0.144) (0.403) (0.134) (0.223) (0.174) (0.382) -0.082 0.696 -0.919* -1.907*** -0.229 -1.930* 總統大選投馬蕭（投謝蘇 =0） (0.380) (0.770) (0.360) (0.511) (0.395) (0.782) -0.492 0.630** 1.063* 中央施政滿意度 * 總統大選投馬蕭 (0.426) (0.229) (0.421) 2008 年立委選舉有去投 1.314*** 1.294*** 0.495* 0.479* 1.407*** 1.444*** (0.284) (0.284) (0.210) (0.213) (0.297) (0.300) （沒去投 =0） 0.254*** 0.259*** 0.215*** 0.192*** 0.266*** 0.263*** 候選人評價差異 (0.043) (0.044) (0.056) (0.057) (0.062) (0.063) 政黨支持（獨立選民 =0） 0.283 0.301 0.706* 0.639* 0.401 0.296 泛藍支持者 (0.286) (0.287) (0.275) (0.277) (0.337) (0.341) 0.952* 1.008* 0.577 0.607 0.896* 0.827* 泛綠支持者 (0.400) (0.408) (0.373) (0.375) (0.406) (0.410) 0.177* 0.187* 0.352*** 0.332*** 0.145 0.111 年齡 (0.084) (0.085) (0.073) (0.074) (0.110) (0.111) -0.118 -0.116 -0.193 -0.201 -0.173 -0.165 教育程度 (0.090) (0.090) (0.108) (0.109) (0.103) (0.104) -2.333*** -3.008*** -0.723 0.090 -0.712 0.627 常數 (0.678) (0.898) (0.703) (0.768) (0.779) (0.951) 模型資訊 N 521 521 623 623 445 445 pseudo-R2 0.150 0.152 0.121 0.132 0.156 0.168 Log-Likelihood -302.159 -301.464 -361.756 -357.414 -231.316 -227.900 Chi2 106.64 108.03 99.96 108.65 85.21 92.04 p-value <0.001 <0.001 <0.001 <0.001 <0.001 <0.001. 42 選舉研究.

(13) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 43. 二、投票對象的分析表 5 的六個模型則是另一個依變數，即苗栗縣第一選區、台北市第六選區與雲林縣第二選區選民投票抉擇的勝算對數分析。和投票與否分析結果相似的是，施政滿意度在苗栗縣第一選區選民決定投票給康世儒或陳鑾英時並沒有產生顯著的影響。真正能影響苗栗縣第一選區選民的因素主要仍然是事件看法、候選人評價與統獨立場。認為李乙廷被判決當選無效是不公平的選民相較於認為這判決是公平的選民更傾向投給國民黨候選人；候選人評價方面，對陳鑾英評價愈高的選民愈傾向投給陳鑾英，對康世儒評價愈高的選民則愈傾向投給康世儒；在統獨立場上，相較於支持維持現狀的選民，支持統一的選民比較傾向投給陳鑾英。模型十五與模型十六是台北市第六選區立委補選投票對象的分析，從模型十五的分析結果發現，雖然在選擇蔣乃辛相對於周柏雅時，施政滿意度的高低並沒有顯著影響，但是在選擇蔣乃辛相對於姚立明時，施政滿意度愈高的選民比較傾向把票投給蔣乃辛。這也證明了，中央的施政成績的確會對台北市第六選區立委補選中選民的投票抉擇產生影響，這與 Mughan(1988) 的研究結果相似。在模型十六中，加入了總統選舉投票對象與施政滿意度的交互作用項後發現，雖然施政滿意度與總統選舉是否投給馬英九這兩個變數單獨無法對本區選民的投票對象產生顯著影響，但是這兩個變數的交互作用項卻有顯著作用。以投票給蔣乃辛相對於投給周柏雅為例，當施政滿意度為非常不滿意時，總統選舉投給馬蕭的選民投給周柏雅相對於蔣乃辛的勝算較總統選舉時投給謝蘇的選民少百分之十三。9 但是，當施政滿意度為非常滿意時，總統選舉投給馬蕭的選民投給周柏雅相對於蔣乃辛的勝算只有總統選舉時投給謝蘇選民的萬分之三。這也代表這群對中央政府帶有期待的選民，會因他們的期待是否有被滿足而決定投票給誰。當他們對馬政府極為不滿意且決定去投票時，他們幾乎會倒戈轉向支持在野黨的候選人，作為對執政黨的懲罰。但是如果他們表示非常滿意且願意去投票時，也會更死心塌地的支持執政黨的候選人。這也再一次證明中央的施政成績的確會對次級選舉中選民的投票抉擇產生顯著的影響。除了上述因素外，政黨認同與候選人評價都是影響台北市第六選區選民決定投票對象的顯著因素。模型十七與模型十八則是雲林縣第二選區的立委補選投票對象分析模型，從模型十七可以發現，對中央的施政滿意度的確顯著影響著本選區選民在劉建國與張艮輝之間的選 9. 以模型十六為例， Odds（總統選舉投給馬蕭）／ Odds（總統選舉投給謝蘇） = e(-2.624)( 施政滿意度 i) (1-0)*e(2.487) (1-0) = (0.073)( 施政滿意度 i)*(12.025) 這表示當施政滿意度為 1 時，機率比為 0.879，當施政滿意度為 4 時，機率比為 0.0003。.

(14) 泛綠支持者. 泛藍支持者. 政黨支持（獨立選民 =0）. 獨立候選人評價 (0~10). 民進黨候選人評價 (0~10). 國民黨候選人評價 (0~10). 事件看法. 1. 中央施政滿意度 * 總統大選投馬蕭. 總統大選投馬蕭（投謝蘇 =0）. 中央施政滿意度 (1~4). (0.909). (2.016). 2.487. 0.924 (0.876) -0.001 (1.192). (0.877) -0.020 (1.202). (0.119). (0.118) 0.913. -0.312 **. -0.315 **. (1.062). 3.047 **. (1.118). -0.087. (0.215). -0.310. (1.338). -0.840. (0.867). -0.894. (0.246). (1.047). 2.966 **. (1.186). -0.434. (0.208). 1.543 *** -0.274. (0.153). (1.318). -0.622. (0.875). -1.005. (0.255). 1.553. (0.156). (0.370). (0.219). (0.352). (0.326). 1.588 *** -0.097. (0.212). (1.214). 1.513 *** -0.077. (0.317). (2.370). (0.158). (0.750). (0.921). 1.250. (0.765). -0.856. (0.121). -0.150. (0.117). (1.720). 2.527. (1.445). 1.971. (0.152). (0.169). (0.774). (0.124). (0.998). 1.416. (0.820). -0.831. (0.124). (1.782). 2.640. (1.496). 1.973. (0.154). 0.565 ***. (0.125). 0.556 *** 0.152. (0.154). (1.069). 0.579 *** -0.188. (0.120). 0.515 *** 0.144. (0.144). (0.945). (0.106). (2.366). (0.106). -1.388 $. 0.356 *** -1.399 *** -0.915 *** -1.436 *** -0.883 *** -0.728 *** -0.693 *** -0.789 *** -0.745 ***. 0.200. 0.359 ***. -1.287. (1.594). -2.551. (2.557). 2.280. (1.498). 1.954. (s.e.). (1.183). 0.184. (1.438). -3.252 *. (2.061). 5.114 *. (1.359). 1.555. (s.e.). (0.487). -2.025. $. (1.343). -1.420. (0.449). -0.445. (s.e.). (0.485). -0.619. (0.904). 0.155. (0.361). -1.097 **. (s.e.). -2.031. $. (1.705). -3.069. $. (2.789). 3.306. (1.630). 1.775. (s.e.). -1.953 *** -1.964 *** -0.726. $. (1.229). -1.381. (1.186). (1.207). (1.763). (0.994). -1.649. (0.458). 1.834. (s.e.). (0.990). 0.283. -0.117. $. (0.647). -1.069 *. (s.e.). -2.624 *. (0.935). (0.320). -0.249. (s.e.). -0.275. 0.164. (s.e.). -0.082. (s.e.). 表 5 苗栗縣第一選區、台北市第六選區、雲林縣第二選區立委補選選民投票對象勝算對數模型苗栗縣第一選區台北市第六選區雲林縣第二選區模型十三模型十四模型十五模型十六模型十七模型十八周柏雅／姚立明／周柏雅／姚立明／劉建國／張輝元／劉建國／張輝元／蔣乃辛蔣乃辛蔣乃辛蔣乃辛張艮輝張艮輝張艮輝張艮輝 B B B B B B B B B B. 44 選舉研究.

(15) (0.979) -0.358 (2.339). (0.979) 0.071 (1.732) 202 0.511 -65.020 136.06 <0.001. -0.594. -0.626. 202 0.511 -65.058 135.98 <0.001. (1.017). (0.867). (0.870). (1.005). 0.039. 0.039. -0.185. (0.744). (0.738). -0.238. 1.733 *. 1.726 *. (s.e.). (s.e.) 0.511. (2.009). 0.364. (0.582). -0.386. (1.022). -1.024. (1.491). -0.456. (0.692). 3. 模型十三與模型十四之依變數為 1= 投給陳鑾英，0= 投給康世儒。. 2. ***p<0.001; **p<0.01; *p<0.05; $p<0.1。. B (s.e.). 333 0.770 -75.699 508.17 <0.001. (2.598). -0.239. (0.900). 0.789. (1.306). 1.050. (0.974). 1.482. (1.485). 0.332. (s.e.). B B. (3.261). -3.930. (0.589). -0.395. (1.038). -0.931. (1.492). -0.428. (0.712). 0.654. (s.e.). 333 0.783 -71.433 516.7 <0.001. (3.100). -3.723. (1.022). 0.926. (1.417). 1.194. (0.969). 1.512. (1.829). -0.014. (s.e.). B. B. (2.884). 0.026. (1.540). 0.860. (1.960). 1.771. (1.009). -1.840. $. (0.815). -0.011. (s.e.). 269 0.577 -106.097 288.87 <0.001. (2.140). 2.600. (1.073). 1.294. (1.495). 2.576 $. (0.625). 0.059. (0.757). -0.083. (s.e.). B. B. (3.270). -2.899. (1.521). 0.849. (1.949). 1.893. (1.040). -1.870 $. (0.826). 0.005. (s.e.). 269 0.598 -100.611 299.84 <0.001. (2.743). -1.328. (1.191). 1.768. (1.583). 3.446 *. (0.649). 0.043. (0.820). -0.191. (s.e.). B. 台北市第六選區雲林縣第二選區模型十五模型十六模型十七模型十八周柏雅／姚立明／周柏雅／姚立明／劉建國／張輝元／劉建國／張輝元／蔣乃辛蔣乃辛蔣乃辛蔣乃辛張艮輝張艮輝張艮輝張艮輝. 說明：1. 1 事件看法的測量問題在各個縣市並不一樣，請參考附錄。. 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。. 模型資訊 N pseudo-R2 Log-Likelihood Chi2 p-value. 常數. 本省客家人. 本省閩南人. 省籍（大陸各省市人 =0）. 支持獨立. 支持統一. 統獨立場（維持現狀 =0）. B. B. 苗栗縣第一選區模型十三模型十四. 表 5 苗栗縣第一選區、台北市第六選區、雲林縣第二選區立委補選選民投票對象勝算對數模型（續表）. 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 45.

(16) 46 選舉研究. 擇。從係數值來看，對中央施政滿意度愈高的選民愈傾向投給張艮輝而不是劉建國。在選擇張輝元與張艮輝的比較中，對中央施政滿意度則沒有顯著的影響。在模型十八中，加入了新變數即總統選舉投票對象與對中央施政滿意度的交互作用項後，交互作用項仍然在選擇張艮輝與劉建國時有顯著的影響。從主變項與交互作用項的係數值來看，10 當施政滿意度皆為非常不滿意時，總統大選投給馬蕭的選民相較於總統大選投給謝蘇的選民，更傾向投給劉建國而不是張艮輝。這結果代表的是對中央政府抱有期待的選民在他們對中央施政感到非常不滿時，他們會比當初不抱有期待的選民更傾向在本次立委補選中以選票制裁執政黨，甚至出現了倒戈的現象。不過同樣的，當他們覺得中央政府的表現讓他們非常滿意時，他們也會比當初沒有期待的選民更傾向以選票支持執政黨候選人。在其他控制變項方面，對選民投票對象抉擇有顯著影響的是選民對候選人的評價與選民的省籍。必須注意的是，由於部分選區的候選人超過兩位，因此在這些選區的分析當中，「投票對象」即屬於多分類的無序多分變數。本研究在這些選區運用「多項勝算對數模型」（Multinomial logit model, 簡稱 MNL）來分析，並以「執政黨候選人」作為參照組，且測試模型是否通過「選項間彼此相互獨立」（Independent from irrelevant alternatives, 簡稱 IIA）之檢定 (Long and Freese 2006)。IIA 檢定的結果請看表 6 與表 7，11 檢定結果顯示模型九、模型十、模型十一與模型十二在統計上接受虛無假設，即模型中依變數的選項間彼此相互獨立。由於 Small-Hsiao Test 的檢定方式是將總樣本隨機的分成兩個次樣本來進行，其缺點在於即使樣本與變數都相同，檢定結果卻會不一樣 (Long and Freese 2006)。因此，本文進行了依變數選項合併的投票抉擇分析，即把台北市第六選區與雲林縣第二選區的分析模型中的依變項僅分為國民黨與其他候選人兩類。分析結果請見表 8，內容大致上和表 5 中的模型十六與模型十八很相似，施政滿意度都對選民的投票抉擇有一定的影響。. 10. 11. 以模型十八為例， Odds（總統選舉投給馬蕭）／ Odds（總統選舉投給謝蘇） = e(-3.252)( 施政滿意度 i) (1-0)*e(5.114) (1-0) = (0.034)( 施政滿意度 i)*(166.33) 這表示當施政滿意度為 1 時，機率比為 6.437，當施政滿意度為 4 時，機率比為 0.0003 本研究在這部分同時採用了 Small-Hsiao Test 與 Hausman Test，由於表 7 中 Hausman Test 的檢定結果顯示部分模型的卡方值為負值，因此沒有辦法判斷其檢定結果。因此，本研究判斷各依變項選項間彼此相互獨立的主要依據為表 6 的 Small-Hsiao Test。.

(17) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 47. 表 6 多項勝算對數模型 IIA 假定之 Small-Hsiao 檢定. 模型九模型十模型十一模型十二. 略去之選項周柏雅. lnL(full). lnL(omit). X2. 自由度. P值. -25.655. -18.751. 12.809. 13. >0.05. 檢定結果接受 Ho. 姚立明. -12.429. -3.397. 18.064. 13. >0.05. 接受 Ho. 周柏雅. -19.702. -8.737. 21.931. 14. >0.05. 接受 Ho. 姚立明. -15.850. -8.083. 15.536. 14. >0.05. 接受 Ho. 劉建國. -15.914. -10.411. 11.005. 13. >0.05. 接受 Ho. 張輝元. -18.159. -10.286. 15.746. 13. >0.05. 接受 Ho. 劉建國. -8.075. -5.005. 6.140. 14. >0.05. 接受 Ho. 張輝元. -19.959. -13.327. 13.266. 14. >0.05. 接受 Ho. 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。說明：「Ho」表示略去之選項獨立於其他之選項。. 表 7 多項勝算對數模型 IIA 假定之 Hausman 檢定模型九模型十模型十一模型十二. 略去之選項. X2. 自由度. P值. 周柏雅. -0.252. 13. --. --. 檢定結果. 姚立明. 15.253. 13. >0.05. 接受 Ho. 周柏雅. -12.758. 14. --. --. 姚立明. 12.284. 14. >0.05. 接受 Ho. 劉建國. 4.527. 13. >0.05. 接受 Ho. 張輝元. -1.284. 13. --. --. 劉建國. -21.541. 14. --. --. 張輝元. -5.896. 14. --. --. 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。說明：1.「Ho」表示略去之選項獨立於其他之選項。 2. 由於部分模型的卡方檢定值為負值，因此無法檢定。.

(18) 48 選舉研究. 表 8 苗栗縣第一選區、台北市第六選區、雲林縣第二選區立委補選選民投票對象勝算對數模型 1 台北市第六選區模型十九模型二十 B B (s.e.) (s.e.) 0.806* -0.625 中央施政滿意度 (1~4) (0.317) (0.823) 1.962** -0.784 總統大選投馬蕭（投謝蘇 =0） (0.753) (1.477) 中央施政滿意度 * 總統大選投 1.678* (0.834) 馬蕭 2.087* 2.464* 事件看法 2 (0.989) (1.099) 0.818*** 0.781*** 國民黨候選人評價 (0~10) (0.147) (0.148) -0.201 -0.182 民進黨候選人評價 (0~10) (0.115) (0.115) -0.706*** -0.686*** 獨立候選人評價 (0~10) (0.121) (0.121) 政黨支持（獨立選民 =0） 0.405 0.489 泛藍支持者 (0.607) (0.630) -2.314** -2.526** 泛綠支持者 (0.841) (0.870) 統獨立場（維持現狀 =0） -0.250 -0.295 支持統一 (0.536) (0.547) -0.691 -0.600 支持獨立 (0.765) (0.754) 省籍（大陸各省市人 =0） 0.138 0.142 本省閩南人 (0.679) (0.688) 0.240 0.255 本省客家人 (0.444) (0.455) -3.456** -1.340 常數 (1.268) (1.649) N 333 333 pseudo-R2 0.62 0.636 Log-Likelihood -87.272 -83.662 2 Chi 284.85 292.07 p-value <0.001 <0.001 資料來源：黃紀（2009a；2009b）。說明：1. 1 與表 5 的差異在於依變數的分類把在野候選人歸為同一類。 2. 2 事件看法的測量問題在各個縣市並不一樣，請參考附錄。 3. ***p<0.001; **p<0.01; *p<0.05; $p<0.1。 4. 依變數 1= 投給國民黨候選人，0= 投給在野黨候選人。. 雲林縣第二選區模型二十一模型二十二 B B (s.e.) (s.e.) 0.714* -1.410 (0.319) (1.250) 0.438 -2.981 (0.857) (1.818) 2.364* (1.174) 1.228 1.390* (0.650) (0.682) 0.696*** 0.730*** (0.126) (0.132) -0.316*** -0.322 (0.092) (0.095) -0.087 -0.066*** (0.096) (0.098) 0.590 (0.679) -1.153 (0.877). 0.541 (0.699) -1.324 (0.931). -0.078 (0.632) 0.001 (0.574). -0.073 (0.652) -0.010 (0.589). -2.124$ (1.276) -0.882 (0.869) -4.498* (1.813) 269 0.553 -76.302 188.65 <0.001. -2.545$ (1.336) -1.106* (0.944) -1.766 (2.285) 269 0.572 -73.081 195.11 <0.001.

(19) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 49. 三、分析小結從上述的分析結果中，我們可以發現幾個有趣的現象：第一，對於有期待的選民而言，他們在對中央施政的滿意度是強烈時，反而比較傾向不去投票。雖然這與本研究的假設並不一致，但是在經過對中央施政滿意度的不同操作後，我們就可以發現這些選民主要是當初的期待沒有被滿足後，轉而對政治產生失望，因此在這一次的補選中就不去投票。相反的，如果他們當初投給馬蕭組合且對目前中央政府的表現非常滿意，則在這一次補選中會更積極的去投票。而在表 3 的幾個分析模型中，之所以反映出滿意度強烈的選民比較傾向不去投，只是因為表示非常不滿意的選民較表示非常滿意的選民來得多。透過上述的分析，也印證了選民的期待的確會透過施政滿意度反映在投票行為中。第二，從兩個依變數，即投票與否及投票對象抉擇的分析結果來看，選民對中央的施政滿意度，無論是滿意度的強烈與否或滿意度的高低，只有在苗栗縣第一選區的立委補選沒有顯著的影響，在其他兩個選區則扮演了一定的角色。本研究認為會出現這樣的結果，可能是因為苗栗縣第一選區的立委補選中，無論是國民黨的陳鑾英或是無黨籍的康世儒都是藍營出身，因此追究中央施政不力便不是影響此選區選民投票決定的重要因素。12 相對的，在台北市第六選區與雲林縣第二選區中，由於在野黨嘗試製造把對國民黨中央政府的不滿反映在選票上的氛圍，因此選民自然會在決定是否去投票時或決定要投給誰時，考量國民黨中央政府在執政一年多來的表現（聯合晚報，2009 年 3 月 15 日，版 A2；13 劉建國 2009）。由於選區競爭情境上的差異，造就了為何苗栗縣第一選區的分析結果會與其他兩個選區有所不同。第三，即使是在台北市第六選區與雲林縣第二選區中，施政滿意度的影響力也並不是沒有條件的。在台北市第六選區的分析中，發現施政滿意度的高低會直接影響選民如何選擇蔣乃辛與姚立明，但是在對蔣乃辛與周柏雅的選擇上，施政滿意度的影響則以總統選舉時的投票對象來反映其顯著差異。作者認為，這可能是因為投給姚立明與蔣乃辛的選民，在總統大選時大多都投給馬英九，因此他們間的差異只有存在於施政滿意度上；而投給周柏雅與蔣乃辛的選民，他們不僅在施政滿意度上有差異，在過去總統選舉時的投票對象也可能不同。在雲林縣第二選區的選舉中，施政滿意度的影響不僅直接反映在選擇張艮輝相 12. 13. 陳鑾英的競選口號為「代夫出征拼公道」，主打同情牌，可見胡蓬生，2009，〈苗立委補選李康恩仇記同屆二度對決〉，《聯合報》，2 月 4 日，版 C2；康世儒的競選口號為「不問藍綠、只問政績」，主打他在竹南鎮的政績牌，可見胡蓬生，2009，〈補選立委康世儒：以無黨籍參選〉，《聯合報》，1 月 6 日，版 C1。吳志雲，2009，〈苗栗效應？激盪大安選情〉，《聯合晚報》，3 月 15 日，版 A2。.

(20) 50 選舉研究. 對於劉建國中，也透過總統選舉的投票對象來反映其顯著差異。另一方面，在同是藍軍對決的張艮輝與張輝元的選擇上，施政滿意度則沒有顯著影響。由此可見，不同陣營間的對決時，選民比較重視特定陣營的施政表現；在同室操戈時，他們代表陣營的表現則不再是重要的考量。. 伍、結論民眾在選舉時的投票決定是否會考量政府的施政表現，是近期學者們在進行投票研究時所關心的重要問題。而對於中央政府過去表現的回溯，是否會影響到其他層級選舉的投票決定，更是對於回溯性投票更細緻的一種檢驗。在本研究當中，所關心的正好是苗栗縣第一選區、台北市第六選區與雲林縣第二選區的選民在立委補選中的投票決定，是否會受到中央施政滿意度所影響。筆者也期許本研究能夠針對上述的主題，與國外過去的一些研究，進行不同時空地理背景的對話。研究結果顯示，苗栗縣第一選區的選民與其他兩個選區的選民展現了截然不同的投票思維。對中央施政滿意度因素，在台北市第六選區與雲林縣第二選區的立委補選中，成為選民決定是否要投票或投票給誰時的考量之一；但是中央施政因素在苗栗縣第一選區的補選中，卻不是影響選民投票決定的顯著因素。除此之外，選民對於中央政府的表現是否有所期待，也顯著影響著他們如何看待中央政府的施政表現，並且轉化成立委補選中的投票決定。在上一次總統選舉投票給馬蕭的選民，也就是本研究界定為對中央施政比較有期待的選民，相較於在總統選舉時投票給謝蘇的選民，當他們對中央政府施政表現非常不滿時，會更傾向不去投票。即使去投票，也會有倒戈支持在野黨候選人的傾向。這也說明了，中央施政成績不僅會對選民的投票決定有所影響，對於不同的人，更是有影響程度的顯著差異。之所以不同選區會有不同分析結果的出現，本研究認為這與各選區的選舉情境有關。在台北市第六選區與雲林縣第二選區的選舉中，雖然有多位候選人，但是卻有藍綠對決的氛圍，因此綠營主打中央施政不力的主題影響了許多選民的思維；在苗栗縣第一選區的選舉中，雖然是兩人間的直接對決，但康世儒本身的背景也是藍營，因此在藍軍自家分裂對決的情境下，中央施政因素反倒無法成為選舉的主軸，選民在投票時主要考量的還是這兩人的候選人因素。最後，本研究的分析結果與國外許多相關的研究，包括對美國期中選舉的研究，還有對英國國會議員補選的研究，結果都相當類似。本研究證明，對中央施政滿意度的確會影響選民在次級選舉中的投票決定。不過，上述的影響只會發生在特定的選舉情境下。由於.

(21) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 51. 過去國內對於立委補選的研究並不多見，因此選舉情境是否為決定中央施政成績影響力大小的真正原因目前仍無法得知，唯有仰賴後續研究進行更深入的探索。 *. *. *. 投稿日期：99.12.28；修改日期：100.01.31；接受日期：100.05.10.

(22) 52 選舉研究. 附錄：變數的測量與處理方式變數名稱. 問卷題目. 處理方式. 請問在本次立委補選中，您把票投給哪位把沒有去投歸類為 0，投給任何候選人歸投票與否候選人？類為 1；其他歸類為遺漏值。把投給國民黨候選人歸類為 1，民進黨候請問在本次立委補選中，您把票投給哪位投票對象選人歸類為 2，獨立候選人 1 歸類為 3；其候選人？他歸類為遺漏值。把非常不滿意、不太滿意、有點滿意、非中央施政請問您對國民黨政府執政一年來的整體表常滿意依序歸類為數值 1 到 4；其他歸類滿意度現滿不滿意？為遺漏值。把非常不滿意與非常滿意歸類為強烈施政施政滿意請問您對國民黨政府執政一年來的整體表滿意度，不太滿意與有點滿意歸類為一般強烈度現滿不滿意？施政滿意度；其他歸類為遺漏值。 2008 總統請問去年（2008 年）三月總統選舉，您把把投給馬蕭歸類為 1，投給謝蘇歸類為選舉投票票投給哪一組候選人？ 0；其他歸類為遺漏值。對象 2008 立委請問，去年（2008 年）一月立法委員選把沒有去投歸類為 0，投給任何候選人歸選舉投票舉，您是投給哪一位候選人？類為 1；其他歸類為遺漏值。與否本選區原來的李乙廷委員因為選舉買票而把非常不公平、不公平、公平、非常公平被判失去立委資格，請問您覺得這個判決依序歸類為數值 1 到 4；其他歸類為遺漏對他公不公平？值。事件看法. 把非常不滿意、不太滿意、有點滿意、非請問您對於國民黨處理李慶安雙重國籍的常滿意依序歸類為數值 1 到 4；其他歸類問題滿不滿意？ 2 為遺漏值。本選區原來的張碩文委員因為選舉買票而把非常不公平、不公平、公平、非常公平被判失去立委資格，請問您覺得這個判決依序歸類為數值 1 到 4；其他歸類為遺漏對他公不公平？值。. 苗栗縣第一選區：請問您會給陳鑾英（國民黨候選人）多少？國民黨候台北市第六選區：請問您會給蔣乃辛（國歸類為 0 到 10；其他歸類為遺漏值。選人評價民黨候選人）多少？雲林縣第二選區：請問您會給張艮輝（國民黨候選人）多少？台北市第六選區：請問您會給周柏雅（民民進黨候進黨候選人）多少？歸類為 0 到 10；其他歸類為遺漏值。選人評價雲林縣第二選區：請問您會給劉建國（民進黨候選人）多少？.

(23) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 53. 變數名稱. 問卷題目. 處理方式. 苗栗縣第一選區：請問您會給康世儒（無黨籍候選人）多少？獨立候選台北市第六選區：請問您會給姚立明（無歸類為 0 到 10；其他歸類為遺漏值。人評價黨籍候選人）多少？雲林縣第二選區：請問您會給張輝元（無黨籍候選人）多少？以每一位受訪者最喜歡的候選人（即候選候選人評與國民黨候選人評價、民進黨候選人評價人評價分數最高）與第二喜歡的候選人價差異及獨立候選人評價相同。（即候選人評價分數次高）的評價分數相減。在國民黨、民進黨、新黨、親民黨跟台聯這五個政黨中，請問您認為您比較支持哪一個政黨？政黨認同您比較偏向國民黨、偏向民進黨、偏向新黨、偏向親民黨、還是偏向台聯，或是都不偏？. 把支持國民黨、支持新黨、支持親民黨、偏向國民黨、偏向新黨及偏向親民黨歸類為泛藍，把支持民進黨、支持台聯、偏向民進黨及偏向台聯歸類為泛綠，都支持、都不支持、都不偏歸類為獨立選民（對照組）；其他歸類為遺漏值。. 關於台灣和大陸的關係，有下面幾種不同的看法：1. 儘快統一 2. 儘快宣布獨立把 1 與 3 歸類為支持統一，2 與 4 歸類為 3. 維持現狀，以後走向統一 4. 維持現狀，統獨立場支持獨立，5 與 6 歸類為支持維持現狀以後走向獨立 5. 維持現狀，看情形再決定（對照組）；其他歸類為遺漏值。獨立或統一 6. 永遠維持現狀。請問您比較偏向哪一種？省籍. 請問您的父親是本省客家人、本省閩南把本省客家人歸類為 1，本省閩南人歸類（河洛）人、大陸各省市人，還是原住為 2，大陸各省市人歸類為 0（對照組）；民？其他歸類為遺漏值。. 年齡. 把 20 至 29 歲、30 至 39 歲、40 至 49 歲、50 至 59 歲與 60 歲以上依序歸類為數值 1 到 5，其他歸類為遺漏值。. 請問您是民國哪一年出生的？. 教育程度請問您的最高學歷是什麼？. 把「小學及以下」、「國、初中」、「高中、職」、「專科」與「大學及以上」依序歸類為數值 1 到 5，其他歸類為遺漏值。. 資料來源：筆者自行整理。說明：1 在本研究中，只有苗栗縣第一選區的康世儒與雲林縣第二選區的張輝元會被歸類為獨立候選人，其他獨立候選人由於得票數太少，因此仍然歸類為遺漏值。 2. 由於台北市的問卷中沒有與苗栗及雲林兩地問卷中同樣的題目，因此以此題取代。.

(24) 54 選舉研究. 參考文獻 I. 中文部分吳重禮、李世宏，2003，〈總統施政表現對於國會選舉影響之初探：以 2001 年立法委員選舉為例〉，《理論與政策》，17(1): 27-52。 (Wu, Chung-li, and Shih-hung Lee. 2003. “The Pilot Study on the Effects of Presidential Performance upon Congressional Election: The Case of the Legislative Yuan Election in 2001.” Theory and Policy 17(1): 27-52.) ------，2004，〈政府施政表現與選民投票行為：以 2002 年北高市長選舉為例〉，《理論與政策》，17(4): 1-24。 (------. 2004. “Government Performance and Voting Behavior: Lessons of the 2002 Taipei and Kaohsiung Mayoral Elections.” Theory and Policy 17(4): 1-24.) 黃紀，2009a，《民國九十八年北市六區、苗栗一區立委補選電話訪問案》，計畫編號： NSC97-2420-H001-003-MY3-B9803，台北：行政院國家科學委員會補助專題研究計畫成果報告。 (Huang, Chi. 2009a. “Taiwan’s Election and Democratization Study, 2009 Legislative ByElections: Telephone Interview.” NSC97-2420-H001-003-MY3-B9803. Taipei: National Science Council Research Project Report.) ------，2009b，《民國九十八年雲林二區立委補選暨雲林縣三合一選舉電話訪問案》，台北：國立政治大學選舉研究中心。 (------. 2009b. “Taiwan’s Election and Democratization Study, 2009: Legislative By-Election and County Magistrate Elections: Telephone Interview.” Taipei: Election Study Center of National Chengchi University.) 遠見雜誌民調中心，2009，〈台灣民心指數〉，遠見雜誌民調中心網站：http://www.gvm. com.tw/gvsrc/eng/index.asp，檢索日期：2009 年 11 月 30 日。 (Global Views Survey Research Center. 2009. “Taiwan Public Mood Index.” Global Views Survey Research Center Database. http://www.gvm.com.tw/gvsrc/eng/index.asp [accessed November 30, 2009].) 劉建國，2009，〈建國補給站之夜─相信馬英九不如自己爭氣！〉，立法委員劉建國 ─無名小站：http://www.wretch.cc/blog/liucnko/23185154，檢索日期：2011 年 4 月 20 日。.

(25) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 55. (Liu, Chien-kuo. 2009. “Night Depot of Chien-Kuo: Present a Good Show Rather than Trust Ma Ying-Jeou.” Legislator Liu, Chien-Kuo: Wretch. http://www.wretch.cc/blog/liucnko/23185154 [accessed April 20, 2011].) 蕭怡靖、游清鑫，2008，〈施政表現與投票抉擇的南北差異─ 2006 年北高市長選舉的探討〉，《台灣民主季刊》，5(2): 1-25。 (Hsiao, Yi-ching, and Ching-hsin Yu. 2008. “Administrative Performance and Voter Choices: A Comparative Study of the 2006 Taipei and Kaohsiung Mayoral Elections.” Taiwan Democracy Quarterly 5(2): 1-25.) II. 外文部分 Brown, R. Adam, and Gary C. Jacobson. 2007. “Party, Performance, and Strategic Politicians: The Dynamics of Elections for Senator and Governor in 2006.” Presented at the Annual Meeting of the American Political Science Association, Chicago. Butler, David. 1973. “By-Elections and Their Interpretation.” In By-Elections in British Politics, eds. Chris Cook and John Ramsden. London: Macmillan. Chappell, Henry W., and William R. Keech. 1985. “A New View of Political Accountability for Economic Performance.” American Political Science Review 79(1): 10-27. Chubb, John. 1988. “Institutions, the Economy, and the Dynamics of State Elections.” American Political Science Review 82(1): 133-154. Downs, Anthony. 1957. An Economic Theory of Democracy. New York: Harper and Brothers. Fiorina, Morris P. 1981. Retrospective Voting in American National Elections. New Haven: Yale University Press. Huang, Chi, and Todd Shields. 1994. “Modeling and Interpreting Interactions in Logit Analysis.” Journal of Electoral Studies 1(1): 171-196. Kenney, Patrick J. 1983. “The Effects of State Economic Conditions on the Vote for Governor.” Social Science Quarterly 64(1): 154-161. Key, V. O., Jr. 1966. The Responsible Electorate. New York: Vintage. Kiewiet, D. Roderick. 1983. Marco-Economics and Micro-Politics: The Electoral Effects of Economic Issues. Chicago: The University of Chicago Press. King, James D. 2001. “Incumbent Popularity and Vote Choice in Gubernatorial Elections.” Journal of Politics 63(2): 585-597. Long, J. Scott, and Jeremy Freese. 2006. Regression Models for Categorical Dependent.

(26) 56 選舉研究. Variables Using Stata (2nd ed.). College Station, TX: Stata Corporation. Mughan, Anthony. 1988. “On the By-Election Vote of Governments in Britain.” Legislative Studies Quarterly 13(1): 29-48. Tufte, Edward R. 1975. “Determinants of the Outcomes of Midterm Congressional Elections.” American Political Science Review 69(3): 812-826..

(27) 票房良藥或毒藥？探討馬政府施政滿意度對立委補選之影響 57. Is the Central Government Performance a Candy or a Poison? Empirical Evidence of Taiwan’s Legislative Yuan By-Election Kah-yew Lim* Abstract This paper analyzes the extent to which performances of the central governments could shape Legislative Yuan by-election outcomes. Based on the retrospective voting theory and referendum voting theory, this research used the survey data of Taiwan’s Elections and Democratization Studies (TEDS) to explore whether one’s assessments of the central government’s performances affect his/her choice in by-elections. There are some findings from this research: first, the result showed Miaoli’s first district voters have differing voting behavior compared to voters in Taipei City’s sixth district and Yunlin’s second district. The assessment on central government performance has no significant influence on Miaoli’s voters voting behavior; second, for the voters in Taipei City sixth district and Yunlin second district, the assessment of the central government performance have mixed effects due to the election context. As a result, we may conclude that the by-elections in Taipei City sixth district and Yunlin second district can be regarded as referenda on the central government, but the by-election in Miaoli’s first district was different from the others.. Keywords: referendum theory, by-election, assessment of government performance, voting behavior. *. Ph.D. Student, Department of Political Science, National Chengchi University..

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