媒介使用、網絡資訊對政黨認同的影響 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學政治學系碩士學位論文. 指導教授：陳陸輝. 博士. 媒介使用、網絡資訊對政黨認同的影響. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 研究生：鍾偉凱撰中華民國九十九年七月.

(2) 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v.

(3) 摘要過去研究台灣選民投票行為的文獻中，學者大多同意政黨認同是影響台灣選民投票抉擇的重要因素。然而這些研究也顯示台灣選民政黨認同的整體分布並不穩定。面對頻繁的政黨認同變動，哪些因素促成政黨認同的穩定或變遷，自然也成為台灣學界的研究焦點。以往國內的相關研究由於定群追蹤資料的缺乏，學者大多僅能以重複性之橫斷面調查所得資料進行逐一分析或匯集分析；同時也大多傾向由政治、社會分歧影響力的消長，說明政黨體系的整體變遷。媒介使用型態、人際網絡與社會脈絡所造成的資訊偏差傳播對個體政黨認同所可能造成的影. 政治大. 響，則較少獲得注意。故本研究即透過定群追蹤資料的使用，探討選民媒介使用、. 立. 人際網絡，以及身處社會脈絡對個體政黨認同的影響。. ‧ 國. 學. 研究結果發現，除了以往常為人所討論的族群認同、省籍等社會背景變數之. ‧. 外，傳播媒介的使用情形、人際網絡的內容與互動情況，以及社會脈絡政黨傾向，. sit. y. Nat. 都可能造成個人政黨認同的變動。整體而言，選民對於傳播媒介的注意程度愈高、. io. er. 愈常與同質性的人際網絡接觸，社會脈絡的政黨傾向愈強，選民的政黨認同就愈容易受到這些因素的影響。符合資訊偏差傳播的預期。然而，Zaller 關於政治認. al. n. iv n C 知影響媒介影響力的看法，以及 Schmitt-Beck h e n g c h針對人際網路影響大眾傳播媒體影 i U 響力的「過濾假設」，在本研究中均未獲得證據支持。顯示其理論與概念測量工具在台灣均有重新審視的必要。. 關鍵詞：媒介使用、人際網絡、社會脈絡、政黨認同.

(4) 目次第一章研究問題與動機 ....................................................................................... 1 第二章文獻檢閱 .................................................................................................. 3 第一節社會脈絡............................................................................................... 5 第二節媒介使用..............................................................................................10 第三節人際網絡..............................................................................................11 第四節. 1990 年代以來的發展...........................................................................13. 第五節台灣相關研究的發展 ...........................................................................16. 政治大. 第三章研究設計與方法 ......................................................................................21. 立. 第一節研究架構..............................................................................................21. ‧ 國. 學. 第二節研究方法與資料...................................................................................22. ‧. 一、依變數的測量 .........................................................................................23. sit. y. Nat. 二、自變數的測量 .........................................................................................23. io. er. 三、統計方法 ...............................................................................................26 四、研究假設.................................................................................................28. n. al. Ch. i n U. v. 第四章資料分析與詮釋 ......................................................................................29. engchi. 第一節政黨認同的持續與變遷........................................................................29 一、人際網絡.................................................................................................31 二、媒介使用.................................................................................................35 三、社會脈絡.................................................................................................39 第二節媒介使用、個人討論網路與社會脈絡對政黨認同變遷的相對影響力 ..43 一、固定效果有序對數勝算模型 ...................................................................43 二、隨機截距有序對數勝算模型 ...................................................................54 第三節小結 .....................................................................................................59 第五章結論.........................................................................................................62 i.

(5) 第一節研究發現..............................................................................................62 第二節研究限制和建議...................................................................................64 一、理論與測量..............................................................................................64 二、研究方法 .................................................................................................65 參考文獻................................................................................................................67 附錄一：變數處理 .................................................................................................76 附錄二：TEDS2004L(B)成功樣本獨立性檢定表....................................................79 附錄三：覆訪成功樣本與失敗樣本獨立性檢定表..................................................80. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. ii. i n U. v.

(6) 圖表次圖 1 研究架構圖 ..................................................................................................22 表 1 政黨認同變化表（2004～2008） .................................................................30 表 2 七分類政黨認同變化表（2004～2008） ......................................................32 表 3 政黨認同變化表（人際網絡政黨傾向不變）...............................................33 表 4 政黨認同變化表（人際網絡轉藍）..............................................................33 表 5 政黨認同變化表（人際網絡轉綠）..............................................................34 表 6 政黨認同變化表（收視新聞政黨傾向不變）...............................................36 表 7 政黨認同變化表（收視新聞政黨傾向轉藍）...............................................36. 政治大. 表 8 政黨認同變化表（收視新聞政黨傾向轉綠）...............................................37. 立. 表 9 政黨認同變化表（閱讀報紙政黨傾向不變）...............................................38. ‧ 國. 學. 表 10 政黨認同變化表（閱讀報紙政黨傾向轉藍）...............................................38 表 11 政黨認同變化表（閱讀報紙政黨傾向轉綠）...............................................39. ‧. 表 12 政黨認同變化表（社會脈絡政黨傾向不變）...............................................41. y. Nat. sit. 表 13 政黨認同變化表（社會脈絡政黨傾向轉藍）...............................................41. n. al. er. io. 表 14 政黨認同變化表（社會脈絡政黨傾向轉綠）...............................................42. i n U. v. 表 15 政黨認同固定效果有序對數勝算模型（僅含隨時間改變自變數）：以中度政. Ch. engchi. 治知識測量中度政治認知............................................................................44 表 16 政黨認同固定效果有序對數勝算模型（僅含隨時間改變自變數）：以不關心選舉測量中度政治認知 ................................................................................45 表 17 泛藍新聞注意程度變動(0→1)在無特定傾向和互動頻率不同的泛藍人際網絡中造成的機率變動(I) ....................................................................................47 表 18 泛綠報紙注意程度變動(0→1)在無特定傾向和互動頻率不同的泛綠人際網絡中造成的機率變動(I) ....................................................................................48 表 19 不關心選舉在不同泛藍新聞注意程度下造成的機率變動(I)..........................49 表 20 政黨認同固定效果有序對數勝算模型（加入不隨時間改變自變數）：以中度政治知識測量中度政治認知 .........................................................................50. iii.

(7) 表 21 政黨認同固定效果有序對數勝算模型（加入不隨時間改變自變數）：以不關心選舉測量中度政治認知.............................................................................52 表 22 泛藍新聞注意程度變動(0→1)在無特定傾向和互動頻率不同的泛藍人際網絡中造成的機率變動(II)...................................................................................53 表 23 泛綠報紙注意程度變動(0→1)在無特定傾向和互動頻率不同的泛綠人際網絡中造成的機率變動(II)...................................................................................54 表 24 不關心選舉在不同泛藍新聞注意程度下造成的機率變動(II).........................55 表 25 不關心選舉在不同泛藍人際網絡互動頻率下造成的機率變動 ......................56 表 26 政黨認同隨機截距有序對數勝算模型（加入不隨時間改變自變數）：以中度政治知識測量中度政治認知 .........................................................................57. 政治大心選舉測量中度政治認知立 .............................................................................58. 表 27 政黨認同隨機截距有序對數勝算模型（加入不隨時間改變自變數）：以不關. ‧. ‧ 國. 學. 表 28 假設與驗證結果............................................................................................61. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. iv. i n U. v.

(8) 第一章研究問題與動機自 1960 年 Campbell 等人出版《The American Voter》，提出解釋選民投票行為的社會心理學途徑(social psychological approach)以來，此一研究途徑在美國選舉研究領域一直具有可觀的影響力。究其原因，乃由於絕大多數的美國選民都具備此途徑的核心概念─政黨認同，同時政黨認同的分佈相當穩定。然而到了 1980 年代，Fiorina(1981)根據分析密西根大學調查研究中心(Survey Research Center, SRC)歷次定群追蹤資料(panel data)的結果，主張政黨認同並非固定不變，會受其他政治態度影響持續變動。於是何種因素能夠導致政黨認同的變動，也成為選舉. 政治大. 研究領域的重要議題。本研究以為選民的媒介使用、人際網絡，以及身處的社會. 立. 脈絡，是造成政黨認同變遷的幾個重要變數。並詴圖以台灣選舉與民主化調查. ‧ 國. 學. (Taiwan’s Election and Democratization Study, TEDS)2008 年立委選舉面訪案中. ‧. 針對 2004 年立委選舉面訪案成功樣本進行覆訪所得的定群追蹤資料，檢視上述變數對政黨認同變遷的可能影響。. sit. y. Nat. er. io. 媒介使用、人際網絡，以及身處的社會脈絡如何造成選民政黨認同的變遷？. al. iv n C hengchi U 的資訊和個人經驗結合下的產物。選民接觸的資訊如果帶有特定的政治偏差，其 n. 一般而言，選民的政治態度，是自各種管道（包括大眾傳播與人際傳播）中獲取. 政治態度的發展亦可能因此具有特定傾向。另外，選民身處的社會脈絡，對其所使用的媒介與人際網絡的建立，也產生一定程度的限制。因此在 Huckfeldt 與 Sprague 於 1980 年代末期開始發表的一系列論文中，社會脈絡的政治傾向也因其對選民接收資訊內容的影響力，而被納入分析 1 。時至今日，資訊的偏差傳播對選民各種政治態度產生的影響，已成為選舉研究領域的重要研究焦點。(Beck et al. 2002; Liu, Ikeda, and Wilson 1998; Schmitt-Beck 2003). 1. Huckfeldt 與 Sprague(1987, 1200)對網路(network)與脈絡(context)兩概念做出以下區分：脈絡是由結構給定的，網絡則是個人建構的產物。但個人建構網絡時的選擇受脈絡限制。 1.

(9) 在過往研究台灣選民投票行為的文獻中，多數學者均同意政黨認同是影響台灣選民投票決定的重要因素（何思因 1994；徐火炎 1991；游盈隆 1996；劉義周 1987）。然而，這些研究也顯示台灣選民政黨認同的整體分布並不穩定：國民黨的認同者在 1980 年代末期至 1990 年代初期曾明顯增加，但在 1990 年代中期後則持續減少；相對的，民進黨的認同者則持續增加。2004 年之後，選民整體政黨認同的發展趨勢為之一變。各種資料均顯示民進黨的認同者持續減少，國民黨的支持者持續增加。面對如此頻繁的政黨認同變動，哪些因素促成政黨認同的穩定或變遷，自然也成為台灣學界的研究焦點。然而，過去國內的相關研究由於定群追蹤資料的缺乏，學者大多僅能以重複性之橫斷面調查 (repeated. 治政大 cross-sectional surveys) 所得資料進行逐一分析 (separate 立. analysis) 或匯集分析. (pooled analysis)；同時在分析途徑上，也大多傾向由政治、社會分歧影響力的消. ‧ 國. 學. 長，說明政黨體系的整體變遷（林瓊珠 1998；徐火炎 2002；盛杏湲 2002；廖. ‧. 英甫 2005）。媒介使用型態、人際網絡與社會脈絡所造成的資訊偏差傳播對政黨. sit. y. Nat. 認同此一重要政治態度所可能造成的影響，則較少獲得注意。故本研究欲透過資. io. er. 訊偏差傳播的觀點，在控制各項社會背景變數的情況下，探討選民媒介使用、人際網絡，以及身處社會脈絡這三個變數對選民政黨認同所可能造成的影響。. n. al. Ch. engchi. 2. i n U. v.

(10) 第二章文獻檢閱早期研究政黨認同的學者認為政黨認同是個人對政黨一種情感上的依附。這種情感是經由成長早期的政治社會化過程所塑造，並且不會隨著時間而有所變動。因此對於投票行為具有外因性(exogenous)的影響(Abramson 1975, 60; Beck 1974, 398; Campbell et al. 1960, 120-125)。然而，1964 年以來，獨立選民的比例大量增加，引發了學界對政黨認同概念的重新反省。Nie、Verba 和 Petrocik(1976) 便透過分析 1952 年至 1974 年間的調查資料，提出以下研究發現：1. 只有少數人堅定地認同於特定政黨；2. 政黨認同不再是影響投票決定的主要因素；3. 政. 政治大再透過政治社會化的過程傳給下一代。立. 黨不再是政治評價的判準；4. 部分選民對政黨已無正面觀感；5. 政黨認同已不. ‧ 國. 學. 與此同時，Jackson(1975)、Page 與 Jones(1979)分別透過非遞迴(non-recursive) 模型指出選民的政黨認同也受本身議題位置、政策偏好等短期因素影響，並非完. ‧. 全穩定2 。Fiorina(1981)則分析 1956 年之後密西根大學調查研究中心的歷次定群. y. Nat. io. sit. 追蹤資料，發現在間隔兩年的定群追蹤訪問中，歷次皆有 40%以上的受訪者在政. n. al. er. 黨認同的七等第量表上位置有所變動。甚至在 1960 年 SRC 所做的選前選後間隔. Ch. i n U. v. 約四個月的定群追蹤訪問中，仍然有超過 40%的選民在政黨認同的量表上產生變. engchi. 動。Fiorina 因而主張政黨認同並非固定不變，會受其他政治態度影響而持續變動。至於哪些政治態度足以對政黨認同造成影響，學界則眾說紛紜。包括政府施政與在職者評價(Fiorina 1981; 1984)、自我利益考量與衡量政黨未來作為(Achen 1992)、斟酌以往政黨表現能力與世代效應的理性學習(Alwin and Krosnick 1991; Gerber and Green 1998)等。值得注意的是，這些關於政黨認同會受短期因素影響而產生變動的主張，一定程度上都接受了理性選擇途徑關於選民的看法：選民收集資訊，並藉此評估各政黨為自己帶來的得失，進而做出選擇。於是重新回到影. 2. Brody 和 Rothenberg(1988, 447)進一步指出即便在選舉過程中，選民政黨認同的強度也會因各種情感、認知因素而產生變動。 3.

(11) 響選民接收資訊內容的媒介使用、人際網絡及社會脈絡，探討其對政黨認同或投票行為的影響，便顯得十分合理。也約在 1980 年代中期，台灣開始了測量選民政黨認同的嘗詴。中國時報民意測驗小組於 1986 年立委選舉前夕所進行的一連串電話訪問，是透過調查訪問測量全台選民政黨認同的開端。值得注意的是，當時台灣仍處國民黨一黨獨大時期，甫於當年 9 月 28 日成立的民進黨尚不足以成為選民認同的對象。因此中國時報民意測驗小組採取舊有的「黨內」、「黨外」區分，讓受訪者自行認定自己的政黨傾向。結果發現認同黨內的受訪者約佔 30%至 40%，認同黨外的受訪者約. 政治大選民的政黨偏好分布尚稱穩定，顯示這樣的測量方式具有一定的可信度。立. 在 10%上下，獨立選民則佔 45%以上 3 。整體而言，在這一系列的民意調查中，. ‧ 國. 學. 然而，中國時報民意測驗小組並非採取定群追蹤研究法，訪問所得數值僅為政黨認同變遷的淨變量(net change)，但個別成員之變動加總所得的總變量(gross. ‧. change)，則可能遠高於淨變量。為求精確掌握政治變遷之總變量，政大選研中. y. Nat. io. sit. 心自 1986 年立委選舉開始，進行了數次定群追蹤訪問。藍清彰（1995）整理政. n. al. er. 大選舉研究中心自 1986 年至 1996 年間執行的定群追蹤訪問資料，發現在歷次選. Ch. i n U. v. 前選後定群追蹤訪問中，政黨認同出現變動的選民歷次皆在 30%上下；而在橫跨. engchi. 三年的定群追蹤訪問中，政黨認同出現變動的選民則更高達 50%左右。藍清彰也發現，選民的政黨認同會隨候選人評價及施政滿意度等短期因素而產生變動。論者或以為當時我國政黨政治運作時間尚短，選民的政黨認同尚未臻於穩定。但在後續使用定群追蹤資料的研究中，不論是間隔二至三年的定群追蹤調查（陳光輝 2009），或是選前選後的定群追蹤調查（蕭柏林 2009），政黨認同出現變動的選民均在 30%上下，顯見此種變動幾已成為台灣的常態，其變動成因頗值得學界進一步探究。. 3. 詳細數據請參閱劉義周（1987, 119） 4.

(12) 自選民的媒介使用、人際網絡，以及所處社會脈絡探討選民所持的政治態度，這樣的研究途徑在選舉研究領域中其實由來已久。在早期研究中，學者習以選民所在地區的人文區位因素作為當地選民整體政治傾向的解釋。隨著調查研究方法的發展，此一研究途徑亦逐漸轉以個人在環境中的經歷與所得資訊，來解釋選民所持的政治態度。即便是主張以政黨認同作為主要解釋變數的 Campbell 等人，也並不否認政黨認同可能因個人經歷影響而產生變動(Campbell et al. 1960, 133-135, 166)。但由於後續研究遭遇研究方法上的限制 4，使得此一研究途徑沉寂了一段時間。直到 1980 年代末期，才重新受到學界的重視。以下即分就媒介使用、人際網絡，與社會脈絡三大研究主題的歷史發展，進行文獻的整理與回顧。. 立. 治政第一節社會脈絡大. ‧ 國. 學. 政治學者很早就發現個人的政治態度，與其所處的環境密切相關。早在 1937 年，Tingsten 已經指出瑞典社會主義政黨在工人階層居多的地區，得票經常超越. ‧. 工人階層所佔比例；反之，在工人階層僅佔少數的地區，社會主義政黨的得票常. sit. y. Nat. 低於工人階層比例。Tingsten 將此種群聚效果歸因於下列三項因素：1. 居住在富. n. al. er. io. 裕地區和窮困地區的勞動者，本質上有所不同；2. 社交環境影響選民；3. 政黨. i n U. v. 在有較大潛在支持群的地區會更積極宣傳(Tingsten 1963, 177-180)。然而，由於. Ch. engchi. Tingsten 的研究使用的是整體資料(aggregate data)，對於上述三項因素的實際影響力，Tingsten 並無法做進一步的說明。到了 1940 年，Lazarsfeld 等人於美國總統大選期間對俄亥俄州艾利郡中六百位選民進行每月一次，共計七次的追蹤訪問。結果發現個人的投票決定，會受其所處團體的政治預存傾向(political predisposition)影響。政治態度與其預存傾向不一致的個人，做出投票決定的時間點較晚。Lazarsfeld 等人認為這些選民是受到交叉壓力(cross-pressure)的影響，即選民所持政治態度和各預存傾向間存在方向. 4. 在 1960 年代，調查研究尚未引進滾雪球抽樣(snowball sampling)來獲取受訪者與他人間的關係，當時的統計技術亦仍以樣本彼此獨立為基本假設(Zuckerman 2005, 11-12)。 5.

(13) 上的衝突，使其難以決定投票對象。相對的，身處無衝突、高同質性團體的選民，其投票決定則少有變動。另外，原先沒有確定投票意向的選民會傾向投給預期的選舉贏家。Lazarsfeld 等人的發現，證實選民所處社群的整體政治傾向，確實會影響社群中個別選民的政治態度，並使個人的政治態度傾向與其所屬群體一致。 Katz 和 Eldersveld(1961)認為這種社群對個體的影響是花車效應(bandwagon effect)的一種特例。然而社會脈絡對個人政治態度的影響面向，並不僅止於以上所述。 Ennis(1962)便指出三種足以影響投票行為的社會脈絡與其作用途徑：1. 人口結. 政治大現並不相同。階級因素在都市地區影響力較強，宗教因素在鄉村地區影響力較立. 構(demographic structure)。階級、宗教等政治預存傾向，在都市、鄉村地區的表. ‧ 國. 學. 強；2. 政黨優勢(party preponderance)。在當地具有較多支持者的政黨，能夠獲得遠較選前調查為多的選票支持。支持者較少的政黨則無此種情況；3. 意見氣候. ‧. (climates of opinion)。意見氣候會改變選民在做投票決定時各項判準的優先順. io. sit. y. Nat. 序，從而影響選民的投票決定。. n. al. er. 正當脈絡研究在社會科學領域持續發展的同時，社會心理學家也在探討個人. Ch. i n U. v. 行為如何受他人行動影響。社會心理學家發現團體中的個人會因許多因素改變行. engchi. 為(Deutsch and Gerard 1955; Kelley 1952)。這些因素包括資訊影響力、規範影響力，以及人際影響力。以下即對這三種因素做進一步說明：一、資訊影響力(informational influence) 資訊影響力源於因觀察其他人而發現的情境新資訊。在日常生活中，有許多狀況會讓個人不知所措。此時其他人的行動就會成為重要的訊息來源，可以協助個人在曖昧情況下適當地行動。但資訊影響力的作用並不僅止於此。訊息的二元歷程理論5 指出直接（系統的）及間接（捷思式的）兩種歷程可能導致社會影響。. 5. Chaiken(1980)提出「捷思式-系統式二元訊息處理途徑模型」(heuristic-systematic dual-processing 6.

(14) 就直接的歷程而言，接觸他人的立場，除了提供深度資訊及對資訊進行更周密的分析，也可能造成團體成員重新解釋或建構議題的主要面向；而間接的歷程，則特別容易在團體成員的認知資源有限，或沒有迫使成員尋求其他有用資訊的刺激時出現。此時團體成員使用精簡的推論原則或經驗法則(rule of thumb)，快速做成決定。實驗顯示，資訊影響力通常在情況曖昧不明、被迫做出決定及他人是專家等三種情況下出現。Katz 和 Lazarsfeld(1964)認為選舉中總有某些選民也符合資訊影響力出現的條件：選民對於政黨、候選人及其政見，僅具有相當有限的認知；. 政治大在這樣的情況下，選民便極有可能以其他人的立場與行動，作為個人立場與行動立. 參與投票是公民義務；社會中部分意見領袖對議題的認知，遠在一般選民之上。. ‧ 國. 學. 的依據。 Sokhey 與 McClurg(2008) 也發現，在控制政治練達度 (political sophistication)等相關變數之後，討論網絡中意見不一致程度較高的選民，較不易. ‧. 根據自己的政黨認同與議題立場做出正確投票。顯見選民討論網絡中的意見確能. sit. y. Nat. 影響選民的決策。. n. al. er. io. 二、規範影響力(normative influence). Ch. i n U. v. 規範影響力使我們以與團體規範一致的方式感覺、思考及行動。規範不僅是. engchi. 外在的束縛，也是內化的標準。人們遵守規範不僅因為害怕不遵從規範可能導致人際關係的負面影響，如遭排斥、嘲笑及處罰；有時也因為感覺個人不得不達成團體對自己的期望所致。另外，違反規範產生的內心焦慮與痛苦，讓規範影響力較資訊影響力表現得更強烈而持久。然而在個人尚未將團體規範內化為個人標準時，規範影響力雖能導致個人公開順從團體的信念和行為，但不見得會導致個人. model, HSM)。HSM 假定個人處理訊息時可能採取捷思式或系統式的策略，或是兩者並用。當個人以捷思式途徑來處理資訊時，收訊者只要依賴一些表面的、容易處理的，或非內容性的訊息線索，然後透過較少的思考與認知心力便可決定是否接受該訊息所欲傳達的論點。因此當訊息接受者的涉入程度低、訊息處理的知覺容量少、或未接受到深度訊息時較容易採取此一策略。而當個人以系統式途徑來處理資訊時，表示收訊者需要付出較多的認知心力去探究、分析與比較各種資訊，以理解或評估某項訊息的論點是否值得接受。 7.

(15) 私下接納團體的信念和行為。在政治學界，較常以規範影響力說明社會脈絡影響的議題，當數政治參與。 Verba 與 Nie(1972, 145)在討論年齡與政治參與的關係時，便指出參與的提升可能是社會規範逐漸內化的影響。Huckfeldt(1979)也指出高教育程度的選民，在高教育程度社區中會有更高的政治參與；相較之下，低教育程度的選民，在高教育程度社區中，政治參與卻會降低。此時，對環境中規範的接受與排斥，便可合理的用以解釋此種差異的產生：高度政治參與是高教育程度者的共通認知，因而可在同質團體中進一步強化；面對已在高教育程度團體中確立為規範的政治參與，低. 政治大. 教育程度者便傾向背離之，以確保團體界線的明確。. 立. 三、人際影響力(interpersonal influence). ‧ 國. 學. 人際影響力可透過語言及非語言的方式，如：抱怨、要求、威脅、懇求、協. ‧. 商、壓力、操縱及拒絕等引貣改變。Schachter 於 1951 年進行一項人際影響的實. sit. y. Nat. 驗，他安插了三種同謀者於男性的討論團體中：「異議者」(deviant)從頭到尾都. io. er. 不同意多數人的意見，「改變者」(slider)剛開始不同意，但討論後表現從眾的行為，「同流者」(mode)則從頭到尾與多數人持有相同的意見。. n. al. Ch. engchi. i n U. v. Schachter(1951)的研究強調對少數包容(inclusive)及排斥(exclusive)反應的差異。大部分團體在異議出現時尚能包容異議者，多數與少數間的溝通密集，且少數仍被視為團體內的成員；但如果排斥反應出現，與異議者的溝通將減少且伴隨明顯的敵意，少數也將被多數排除於團體外。Schachter 的研究同時發現異議者在團體中經常最不受歡迎，常需負擔較多的雜務；同流者在團體中最受歡迎；改變者雖僅短暫不認同多數，但仍不如同流者受歡迎。由此可知些許反對即可能導致人際拒絕，而且人際拒絕在具凝聚力的團體表現得更為顯著。當然，由於現代選舉採取無記名投票，個人不一定要在公開場合表明自己的政治偏好，使得規範影響力與人際影響力大打折扣。但在 Lazarsfeld 等人的研究 8.

(16) 發現中，我們仍可尋得人際影響力的蹤跡。Lazarsfeld 等人認為相較於大眾傳播，人際傳播的資訊影響力更大。其原因可歸結為以下數點(Lazarsfeld et al. 1968, 150-157)：1. 真正可能改變投票決定的游離選民不常接觸正式媒體；2. 人際傳播場合多屬偶然，不易被選擇性排除；3. 內容、方式可因人事時地制宜；4. 可對接收對象施壓；5. 人際關係增強了資訊和閱聽人之間的相關性，及其可靠程度；6. 可直接以行動引導閱聽人投票。其中與策略運用相關的 3、4、6 點，便是人際影響力的展現。基於上述社會心理學家的研究成果，Putnam (1966)詴圖自人際互動的觀點探. 政治大間的互動，對於團體成員既有的共通政治態度具有強化效果。但在社區層級以上立. 討社會脈絡如何影響選民的投票行為。Lazarsfeld 等人已經指出同質性團體成員. ‧ 國. 學. 的社會脈絡如何影響選民投票行為，當時美國學界尚無定論。Putnam 整理了當時學界對於社會脈絡影響力提出的三種假說：1. 政黨活動(Party activity)論，認. ‧. 為地區內的多數黨會更加積極從事競選活動，從而影響選民投票傾向；2. 社群. sit. y. Nat. 認同(community identification)論，認為社會脈絡的影響源於個人對社群規範的遵. n. al. er. io. 從與認同；3. 社會互動(social interaction)論，認為社會脈絡的影響力，是個人和. i n U. v. 社群成員持續互動的結果。透過對 1952 年全國選舉調查(National Election Studies,. Ch. engchi. NES)資料的分析，Putnam 指出僅有社會互動論獲得實證資料的支持：參與社團愈多、愈積極的選民，其投票傾向愈趨於與其所居地區整體傾向一致。在友人多為民主黨或多為共和黨支持者的情況下，個人的投票傾向穩定一致，不受其所居地區整體支持度高低影響，亦是社會互動對個人投票傾向具影響力的有力證據。在 Putnam 之後，社會互動論儼然成為社會脈絡影響力理論的主流（如 Eulau and Rothenberg 1986, Eulau and Siegel 1981, Przeworski 1974）。但社會脈絡的影響力，仍有互動觀點不能窮盡之處。Fitton(1973, 471)認為社會脈絡對個人政治行為的影響有兩個面向：一是脈絡中的政治、社會結構影響政治討論的多寡與變遷潛能；二是影響個人互動對象的組成。Wright(1977)也認為社會脈絡透過對議題顯 9.

(17) 著性和初級團體政治支持對象的影響，間接影響選民的投票決定。Stipak 與 Hensler(1982)則將脈絡影響力區分為二：一為影響中介(influence- mediated)的脈絡效果，主張脈絡影響力藉人際影響運作；一為認知中介(perception-mediated) 的脈絡效果，主張脈絡影響力來自個人對所處環境的認知。這些研究為日後 Huckfeldt 與 Sprague 結合人際網絡與社會脈絡兩研究主題打下了基礎。第二節. 媒介使用. 媒介使用對選民政治態度影響的早期代表性研究，當數先前曾提及 Lazarsfeld 等人 1940 年在艾利郡所進行的追蹤訪問。Lazarsfeld 等人的研究旨趣. 政治大. 本在探究競選活動對選民投票決策的影響。結果卻發現，由於選民會依其政治預. 立. 存傾向對媒體進行選擇性接觸，競選活動的功效因而多僅止於鞏固既有支持基. ‧ 國. 學. 礎。候選人真正可能爭取到的游離選民，對媒體的閱聽頻率其實並不高。但選民若接觸到與自身立場對立的廣告、宣傳品，仍可能因此改變投票決定(Lazarsfeld et. ‧. al. 1968, 94-96)。Berelson 等人 1948 年總統大選期間在紐約州艾邁拉市進行的調. y. Nat. io. sit. 查研究，所得結果亦與 Lazarsfeld 等人相似：真正在競選過程中改變投票意向的. n. al. er. 選民，並不常接觸大眾傳播媒體。媒體在競選過程中發揮的效果，仍主在鞏固既. Ch. i n U. v. 有支持基礎。這些大型調查研究的發現，使得選民對大眾傳播媒體進行選擇性接. engchi. 觸，以及大眾傳播媒體缺乏政治效果這兩個論點，成為當時學界的共識。 Klapper(1960)指出造成大眾傳播媒體在多數情況下僅強化原有態度的四項因素：1. 預存傾向及其造成的選擇性接觸、認知、記憶。對於與個人意見不同的資訊，個人傾向不予接觸、扭曲其內容，或者遺忘；2. 個人所屬團體與團體規範與個人預存傾向一致時，個人所持態度不易改變；3. 大眾傳播內容中易引發改變的異議，不易成為二手傳播的內容；4. 大眾傳播媒體為了迎合不同閱聽群體，力求減少傳播內容的爭議性。然而，在因大眾傳播產生態度改變的個案中，上述幾項影響因素卻有著不同. 10.

(18) 的作用方式：1. 在各預存傾向方向不一致時，選擇性接觸、理解與記憶可能使個人轉向那些與個人意見不同的資訊；2. 在所屬團體沒有特定傾向、個人對團體歸屬感不強的情況下，團體無法發揮影響力；3. 人際傳播效力較大眾傳播強，但並非在任何議題上都有相同的效力。這些因素的不同作用方式，刺激學者進一步探究影響媒體效果的潛在因素。不意外地，個人黨性(partisanship)仍是影響媒體效果的重要因素之一。個人黨性會降低媒體的議題設定(agenda-setting)效果 (Iyengar and Kinder 1987; McLeod et al. 1974)；而在媒體資訊與黨性等預存傾向立場不一時，預示(priming)效果也會因此降低(Iyengar and Kinder 1987)。於是學界在討論大眾媒體對個人政治態度影響時，除了探討大眾媒體對個人態度的直接影. 治政響，也開始注意大眾媒體透過影響社會意見氣候與人際傳播內容對個人政治態度大立第三節. 學. ‧ 國. 產生的間接影響(Chaffee and Mutz 1998, Lenart 1994, Reardon and Rogers 1988)。人際網絡. ‧. 前文曾經提及 Lazarsfeld 等人在艾利郡的重要研究發現之一，是人際傳播的. y. Nat. io. sit. 影響力高於大眾傳播。在後續研究中，Lazarsfeld 又發現個人身處的人際網絡，. n. al. er. 會影響其對大眾傳播中資訊的接收與理解。Katz 與 Lazarsfeld(1964, 29-30)指出五. Ch. i n U. v. 項人際關係影響大眾傳播效果的關鍵：1. 與同儕聚會頻率高低。頻率高則人際. engchi. 影響力顯著；2. 是否與同儕共享團體規範。共享規範則人際影響力顯著；3. 所屬團體是否支持並強化媒體訊息。如團體並不支持媒體訊息，則大眾傳播對團體成員難有影響；4. 團體、人際網絡是否與媒體緊密連結。連結愈緊密，人際關係對大眾傳播效果的影響愈大；5. 團體是否鼓勵個人將動機轉為行動。在獲得團體鼓勵的情況下，大眾傳播的效果自然容易彰顯。他們對伊利諾州迪開特市 800 位婦女的研究也再度證實二階段傳播的假設：意見領袖傾向透過大眾傳播接收資訊，其他人則主要經由人際傳播接收資訊。意見領袖對資訊的選擇與詮釋，因而成為影響大眾傳播效力的重要因素。 Finifter (1974)以 1960 年美國總統大選為背景，在 1961 年初對底特律地區的 11.

(19) 一家汽車工廠進行觀察，並訪問了 419 位工人，以瞭解初級團體(primary group) 對個人投票決定的影響。有三個因素使工廠內處於親民主黨的政治氣候之下：1. 藍領階級對民主黨的傳統支持；2. 汽車工人工會積極支持民主黨；3. 當地媒體也支持民主黨。在這樣的政治氣候下，Finifter 原預期廠內工人的初級團體將以民主黨的支持團體為主。結果卻發現支持共和黨的汽車工人會特別注意結交車間中其他共和黨的支持者，同時避免和團體外的人進行政治討論。Finifter 認為這是共和黨支持者面對自己身為偏離者的焦慮、不安所採取的防禦手段。Finifter 的發現說明個人可能透過選擇性建構討論網絡，將自己排除於環境壓力之外。然而，如果人際網絡是個人配合本身政治態度刻意建構的產物，以人際網絡解釋個. 治政大人政治態度，便錯置了兩者間的因果關係。對此問題，Huckfeldt 與 Sprague(1987) 立的解釋是：個人在建立討論網絡時雖有一定的選擇空間，但此選擇空間仍受更大 ‧ 國. 學. 範圍的社會脈絡限制，故個人對討論網絡的選擇性接觸並未完全抹煞人際網絡與. ‧. 社會脈絡對個人政治態度的影響。6. sit. y. Nat. Huckfeldt 與 Sprague 在 1984 年總統大選前後，於印第安那州南灣地區進行. n. al. er. io. 了三波定群追蹤調查。分層抽樣的研究設計確保研究者能獲得受訪者與其鄰居的. i n U. v. 政治傾向資料，並在第三波調查時以滾雪球方式訪問受訪者討論政治事務的主要. Ch. engchi. 對象。Huckfeldt 與 Sprague 認為政治是一種鑲嵌於特定社會互動模式中的社會活動，個人雖有其自由活動空間，但也受限於身處的社會脈絡。以政治資訊的傳播為例，他們指出三種個人對政治資訊的控制方式：1. 個人可以選擇討論政治事務的對象；2. 個人可能重新詮釋與自身認知衝突的訊息；3. 個人可以刻意隱瞞自己真正的意見。但社會脈絡同樣可以透過數種方式影響政治資訊的傳播，包括政治偏好的形塑、以及在政治決策中插入非政治的決策考量等。而調查結果也相當程度地印證了上述立論：雖然個人能夠清楚地辨認討論人的政治偏好，仍有約. 6. 另如 Fitton(1973)發現比鄰的受訪者可在不清楚對方政黨傾向的情況下，仍具有相似的政黨傾向。故以為空間分布對同質性網路的形成亦有影響。 12.

(20) 30%的民眾會和偏好不同的人討論政治事務。這表示個人的選擇性資訊接收，並沒有完全抹煞接觸與自身偏好相異訊息的可能性。然而個人及所處社區的政治偏好，對於政治資訊的解讀確有影響：受訪民眾傾向認為討論人的政治偏好與自己或社區多數一致。而在後續研究中，Huckfeldt、Johnson 與 Sprague(2005)也發現討論人對受訪者的影響大小，會因社會脈絡整體傾向的差異而有所不同。選擇性接觸的不完全，對以政治資訊來源解釋選民政治偏好此一理論途徑具有特殊的重要性。以往認為政黨認同在形成之後，會影響個人對討論網絡中資訊的取捨與認知，加以政黨認同長期穩定，使得人際網絡的影響力相形衰退。然而，. 政治大訊息之後，人際網絡的影響力便有更多作用機會。加上 Fiorina 等人提出政黨認立. 一旦證明政黨認同造成的選擇性接觸，並未完全阻隔選民接收與自身立場相異的 7. ‧ 國. 學. 同會依個人政治經驗而持續變動的動態觀點，更使得政黨認同受人際網絡影響的期間自政黨認同發展的早期，延展至政黨認同的整個存續期間。於是選民行為的. ‧. io. sit. 1990 年代以來的發展. er. Nat. 第四節. y. 社會學研究途徑也在沉寂一段時間之後，重新獲得學界的重視。. 進入 1990 年代之後，採取社會學研究途徑的政治學者開始將注意力集中於. n. al. Ch. i n U. v. 社會影響力的理論化，但也出現了一些爭議。Huckfeldt 與 Sprague (1991)首先引. engchi. 用 Burt(1987)關於社會影響力的兩個理論模型：社會聚合(social cohesion)模型與結構等效(structural equivalence)模型。社會聚合模型認為人我接近程度及關係重要程度是影響社會影響力的主要因素。此一模型主要依賴社會心理學的理論假定，在政治學中以政治社會化理論最具代表性；結構等效模型則強調人我共通社會位置是影響社會影響力的主要因素。人們由於身處相似的社會關係、擁有相似. 7. 近期文獻也指出美國選民的選擇性接觸可能並不包括對立場相異資訊的排除。同時個人一旦接觸與本身立場相異的意見，會花更多時間閱讀。另外，相較於共和黨支持者，民主黨支持者較願意接觸正反兩面意見。相關討論可參照 Garrett(2006; 2009)。劉正山（2009）指出台灣具政黨認同的選民傾向優先收視傾向相同的政論性節目。但未論及選民是否刻意排除立場相異資訊。故筆者以為資訊來源對台灣選民的政黨認同變動仍具有一定解釋力。 13.

(21) 的社會互動模式，因而擁有相似的特徵。Huckfeldt 與 Sprague 同樣使用 1984 年南灣調查的資料進行分析，結果發現關係遠近、互動頻率等社會聚合模型中的重要因素，對選民受討論人影響的程度並無顯著影響；相對的，諸如在環境中屬於多數或少數等社會結構因素，其影響力便十分明顯。Huckfeldt 與 Sprague 因而認為結構等效模型是解釋社會影響力的有力假說。然而，Huckfeldt 與 Sprague 在分析中僅使用南灣調查第三波與滾雪球抽樣所得資料，並未將受訪者投票決定在三波中的變化完整納入；而在此之前，MacKuen 與 Brown(1987)使用 1980 年 NES 定群追蹤資料分析社會脈絡對選民投票意向變. 政治大訪者政黨偏好在三波訪問中的變化作為依變數，重新分析南灣調查所得資料，結立. 動的影響，卻發現互動頻率對社會脈絡影響力有所影響。Kenny(1994)故而以受. ‧ 國. 學. 果仍與社會聚合模型的預期一致。Kenny 認為這可能是由於社會聚合模型更適於描述長期態度變化，而非短期決定之故；為進一步和 Huckfeldt 與 Sprague 的研. ‧. 究結果進行比較，Kenny(1998)以投票意向的變化作為依變數，使用 Huckfeldt 與. sit. y. Nat. Sprague 的模型重新進行分析，結果在 Huckfeldt 與 Sprague 研究中並不顯著的接. n. al. er. io. 觸頻率、關係遠近等變數，對討論人影響力的影響仍達到統計上顯著的程度。這. i n U. v. 使 Kenny 更加確定橫斷面(cross-sectional)資料在描述脈絡影響力方面的不足：橫. Ch. engchi. 斷面資料只能捕捉受訪者與其討論人的意見是否一致，但意見是否一致並不必然能反映討論人意見對受訪者的影響。而 Kenny 的研究成果也顯示研究方法的選擇，在脈絡影響力研究中具有重要地位。另外，由於研究社會脈絡的學者逐漸傾向以政治傳播的概念詮釋社會脈絡的影響力8，大眾傳播媒體的影響力也逐漸重獲政治學者的重視。Beck(1991)指出，相較於同質性高的人際網絡，立場較為中性的大眾傳播媒體較可能為個人帶來不同立場的政治訊息，進而促成政治態度的轉變。然而這樣的發現，與媒體皆帶有. 8. MacKuen 與 Brown(1987)發現社會脈絡的影響力在三波訪問中續有變動，因此認為社會脈絡只是一個資訊媒介，實質影響需視其所傳遞之資訊內容而定。 14.

(22) 政治偏差的傳統認知並不一致，促使學者進一步探究現代大眾傳播媒體的報導內容。透過對 1992 年美國總統大選中電視、報紙所進行的內容分析，Dalton、Beck 與 Huckfeldt(1998)發現電視、報紙對於候選人確實傾向採取帄衡報導，使其成為 Zaller(1992)所稱的雙元訊息(two- message)，降低了訊息的說服力。但報紙的社論則具有較為明確的立場，符合 Zaller 所稱的單元訊息(one- message)，因而可對選民的候選人偏好產生影響。而在學界重新開始注意大眾傳播媒體與人際網絡的互動之後，Beck 等人(2002)也將人際網絡、次級團體(secondary group)活動與媒介使用納入同一分析架構，結果發現人際網絡與次級團體所傳遞的訊息具有較明確的立場，足以影響選民的投票決定。同時 Beck 等人也發現，對選舉較不感. 治政大 Zaller(1992)對高度政興趣的選民，其投票決定較易受各種媒介的影響，呼應了立治認知(political awareness)民眾較不易受媒介影響的發現。Schmitt-Beck(2003)則. ‧ 國. 學. 根據 Katz 與 Lazarsfeld(1964)對人際影響力的研究，提出了大眾傳播媒體影響力. ‧. 的「過濾假設」(filter hypothesis)：同質性的人際網絡會影響個人對於大眾傳播. sit. y. Nat. 訊息的解讀方式，它強化與人際網絡傾向相同的訊息，同時使身處網絡中的個人. io. er. 忽視反面訊息；異質與中立的人際網絡則無此作用。Schmitt-Beck 使用各國選舉比較計畫(Comparative National Elections Project, CNEP)收錄的資料比較了美. al. n. iv n C 國、英國、西班牙與西德四國選舉中人際網絡對大眾傳播媒體影響力的影響，結 hengchi U 果人際網絡與媒體閱聽的交互效果都達到統計上顯著的程度，符合過濾假設的預期。而在上述針對投票決定的研究之外，也有學者詴圖透過人際網絡與社會脈絡的變動，探討政黨認同的變動。如 Stoker 和 Jennings(2005)對美國、Zuckman、 Fitzgerald 和 Dasovic(2005)對英國、德國的研究均發現夫妻會彼此影響，造成夫妻在政黨認同等各項政治態度上的差異逐漸縮小；Kohler(2005)則發現在德國，選民社會階級位置上的變動也會造成政黨認同的變動：由勞動者轉為雇主或自營商時，選民政黨認同會轉向基民/基社同盟；由雇主或自營商轉為勞動者時，選民政黨認同則會轉向社會民主黨。. 15.

(23) 綜合以上所述，我們可以發現近年來媒體接觸、人際網絡、社會脈絡影響選民政治態度的相關研究具有以下趨勢：1. 以資訊偏差傳播的觀點統一解釋大眾傳播媒介使用型態、人際網絡、次級團體參與及地域政治屬性對選民政治態度的影響。資訊的來源之所以對選民的各種政治態度具有影響，原因在於各種媒介傳達的資訊多少具有政治偏差。一旦選民受限於時空因素，無法全面接收各方資訊，資訊的政治偏差便很可能透過認知過程，轉變為態度上的政治偏差(Beck et al. 2002, 57)。於是上述各種對選民接收的資訊內容具有影響力的各種因素，便可以納入同一分析架構之下；2. 強調媒介與各種社會影響的動態特質，盡可能使用定群追蹤調查資料進行分析；3. 人際網絡與大眾傳播媒介不再被視為彼此獨立. 治政的傳播管道，同質性人際網絡可能影響大眾傳播媒介的效力。然而由於資料上的大立. 限制，現存的研究文獻多各有所偏。前述 Beck 等人與 Schmitt-Beck 的研究，便. ‧ 國. 學. 僅使用橫斷面資料。另外，相較於被視為短期活動的投票決定，以政黨認同作為. ‧. 研究對象的研究仍屬少數。故本研究詴圖透過追蹤調查資料的使用研究政黨認同. y. n. al. 台灣相關研究的發展. sit. io. 第五節. er. Nat. 的穩定與變遷，期能對此一議題的研究成果有所增益。. i n U. v. 台灣早期對人際網絡與社會脈絡效果的研究，大多集中於兩者對政治參與的. Ch. engchi. 影響。盛杏湲（1991）分析 1989 年針對台北市、台北縣選民進行的訪問資料，發現選民與其他人討論選舉的頻率愈高，投票的可能性愈高；同時與里鄰長關係密切的選民，也較傾向投票給國民黨候選人。黃秀端（1995）針對 1994 年省長選舉中選民參加各種選舉活動的情況進行分析，也得到相似的結論：經常和朋友討論政治事務的選民，較熱中參與各種選舉活動。另外，黃秀端亦指出選民所參與的次級團體是否支持特定候選人，和選民自各種管道接收之政治動員，對選民的政治參與有重要影響。在參與團體有特定支持對象的情況下，選民對選舉活動的參與程度較高；同樣的，受到動員的選民也有較高程度的選舉參與。社會脈絡效果的另一研究焦點，則是政黨輔選活動的運作及其影響。劉義周 16.

(24) （1991）著眼於國民黨責任區制度的輔選效果。透過對 1980 至 1989 年間台北市四次立法委員選舉中責任區內外國民黨候選人的得票情況比較，劉義周發現配有責任區的候選人，其得票傾向集中於少數地區。其在責任區內的得票率顯著高於非責任區。責任區制的效果更每每超過候選人的形象與地緣關係，使配得該責任區的候選人在該區成為第一高票。劉義周（1992）進一步透過參與觀察的方式，詴圖釐清責任區制的影響力來源，結果發現責任區制實為一利用人際關係網絡從事輔選的政黨活動。責任區制中主要的活動成員（里長、鄰長、里幹事、區分部常委、書記），其影響力來自帄日與地方居民的經常接觸；而地方黨部之所以能驅使這些地方領袖為候選人進行助選，也同樣有賴於帄日的往來。. 政治大同樣針對國民黨對候選人輔選效果進行研究的還有陳陸輝（1994）。陳陸輝立. ‧ 國. 學. 將焦點置於劉義周未能顧及的黃復興黨部。根據 1989 與 1992 兩次立法委員選舉的投開票資料，陳陸輝指出黃復興黨部提名的候選人在眷村的得票率高而穩定。. ‧. 即使是具有全國性知名度、形象良好的候選人，在眷村人口比例高的地區也未必. sit. y. Nat. 能勝過黃復興黨部提名的候選人。對於黃復興黨部在眷村地區動員輔選能力的來. n. al. er. io. 源，陳陸輝亦認為係源於黃復興黨部與眷村人際網絡的密切結合。. Ch. i n U. v. 相較於上述針對國民黨支持的研究，蔡佳泓（1995）則是探討 1989 年台北. engchi. 市南區立法委員選舉中選民所處社會網路位置對投票決定的影響。蔡佳泓借用 Flanagan(1991)的區分，將選民依照與拉票行動的關係區分成三類：動員者、被動員者及不被動員者。這三種選民在教育程度上有明顯差距：動員者的帄均所受教育年數最高，被動員者、不被動員者則次之。而在政黨偏好上，動員者較偏好國民黨，被動員者較偏好民進黨，不被動員者的偏好則難以確切評估。這樣的發現其實相當符合國民黨與地方領袖緊密結合的看法。在國內政治學者探究社會脈絡影響力的同時，傳播學者也在探究媒介使用型態對選民政治行為的影響。在 90 年代中期，學者已經指出使用 90 年代出現之新媒體的選民，在政黨偏好與投票行為上，和使用舊有媒體的選民有很大的差別。 17.

(25) 使用新媒體的選民，在政黨偏好與投票行為方面都較傾向支持民進黨或保持中立；相較之下，使用舊有媒體的選民則傾向支持國民黨和新黨（翁秀琪、孫秀蕙 1994；孫秀蕙 1995；1996）。即便在民進黨贏得總統大選，政治風向丕變的 2000 年，上述媒介使用與投票對象間的關係仍然存在（彭芸 2000）。或許正由於此一關係的穩定，在 2000 年之後，學界逐漸將研究焦點轉移至媒介使用對政治知識（王淑華 2006；張硯筑 2006；劉嘉薇 2005）與其他重要政治態度如政治信任（彭芸 2002；2004；劉嘉薇 2004）、政治效能感（張卿卿 2002a；2002b；劉嘉薇 2003；孫天龍 2006）的影響，較少論及媒介使用與政黨偏好、投票選擇間的關聯性。僅有的少數研究（如陳敏鳳 2006、曾詵祺 2006、劉嘉薇 2009）也多. 治政以為媒介使用對選民的投票決定或政黨偏好的影響相當有限，其中又以電視新聞大立的影響力較為顯著。 ‧ 國. 學. 與此同時，政治學界由於密西根學派對政黨認同的強調獲得國內學者普遍認. ‧. 同，少見學者再由媒體使用或社會脈絡面向探討選民的政黨偏好與投票決定。但. sit. y. Nat. 仍有學者詴圖由社會脈絡探討選民的政治參與。如吳重禮、李世宏（2005）援引. n. al. er. io. 美國種族政治「賦權理論」(empowerment theory)，探究 2001 年縣市長選舉中客. i n U. v. 家政治菁英對客家選民政治參與的影響，結果顯示在客家籍縣市長執政的地區，. Ch. engchi. 客家選民的政治信任較強，投票參與程度也較高；反之，在閩南與外省籍縣市長執政的地區，客家選民的政治信任與投票參與程度較低 9 。吳重禮、鄭文智和崔曉倩（2006）則援引 Mutz(2002)提出的交叉網絡(cross-cutting networks)概念，分析 2001 年縣市長及立委選舉中社會網絡交叉壓力對於選民從事政治活動和投票參與的影響。Mutz 認為交叉網絡透過兩種社會心理機制影響選民行為：其一為政治猶豫(political ambivalence)，即選民在周遭充斥著與自身想法相違的意見時，對其原先持有的想法會產生不確定感，也較不可能將想法化為行動；其二是. 9. 陳陸輝、耿曙（2008）針對 2002 年北高市長選舉前電話訪問資料進行分析，亦得到相似的結論：在國民黨執政的台北市，泛藍支持者與外省籍民眾具有較高的市民效能感；相對的，在民進黨執政的高雄市，泛綠支持者與本省籍民眾則具有較高的市民效能感。 18.

(26) 社會課責(social accountability)，選民擔心無論採取何種立場，都將破壞人際關係的和諧，因而選擇不表態（Mutz 2002, 840）。吳重禮等人的分析結果顯示，處在低度交叉壓力社會網絡的民眾，其從事政治活動與投票參與程度，都明顯高於身處高度交叉壓力社會網絡的民眾。林聰吉（2007）透過分析 TEDS2004L(A)所得資料，探討政治討論與投票參與間的關係，發現意見相異的討論人所造成的討論壓力，會降低選民前去投票的機率；意見相同的討論人帶來的討論鼓勵，則可提前投票決定的做成時間。湯晏甄（2007）研究 2004 年立法委員選舉中選民討論政治事務對象對投票行為的影響，結果發現選民與其人際網絡關係愈密切、網絡中政黨傾向愈趨於一致的情況下，選民愈傾向參與投票，且其方向亦傾向與其個. 治政人網絡一致。而傳統用以預測投票傾向的社會人口變數在加入人際網絡資訊後，大立多已不具解釋力。湯晏甄因而認為過往社會人口變數的解釋力，實源於其對人際 ‧ 國. 學. 網絡內容的影響。. ‧. 在上述媒介使用、人際網絡及社會脈絡之政治效應的國內相關研究中，大眾. sit. y. Nat. 傳播媒體、人際網絡與社會脈絡一直被視為彼此獨立的政治影響來源。趙珮如. n. al. er. io. （2005）採納 Beck 等人(2002)的觀點，將大眾傳播媒體、人際網絡和社會脈絡. i n U. v. 均視為選民投票決策過程中的資訊來源，納入同一研究架構之下。但因資料來源. Ch. engchi. 的限制，趙珮如並無法仿照 Beck 等人直接獲得受訪者主要討論對象和各方媒體的真實立場，只能倚賴受訪者的自我評估；在社會脈絡相關變數上，趙珮如援引政治版圖的概念，依照泛藍勢力得票率區分為三，也和 Beck 等人直接使用得票率作為自變數的方式有所差異。透過分析 TEDS2004L A 卷所得資料，趙珮如發現家人的政黨偏好，和收視部分電視新聞或政論性節目，對選民的投票確有影響，且方向符合理論預期。在人際網絡、媒介使用和社會脈絡的關係方面，趙珮如發現在泛藍佔少數的地區，民視、台灣心聲等節目促使收視群眾支持泛綠的效應有所提昇；相對的，閱讀聯合報促使讀者支持泛藍的效應卻也上升。趙珮如認為這呼應了 Finifter(1974)的發現，亦即泛藍支持者身處泛綠支持者為主的社會脈. 19.

(27) 絡時，會特別重視能夠支持本身立場的訊息來源。另外，趙珮如還利用階層線性模型(Hierarchical Linear Modeling, HLM)探究社會脈絡對人際網絡的跨層次影響，結果發現政治版圖對選民投票抉擇有直接的脈絡效果：選民所在地區泛綠得票率愈高，愈傾向投給泛綠陣營。但政治版圖與收視民視新聞、家人政治立場的交叉變項，則未達統計上顯著的程度。比較上述國內外的研究成果之後，我們可以發現台灣媒介使用、人際網絡與社會脈絡對選民產生政治影響的相關研究，大多仍將人際傳播與大眾傳播視為兩相獨立的傳播管道。唯趙珮如使用階層線性模型分析地區特性對選民投票決策的. 政治大料。為此本研究除使用定群追蹤資料之外，並將於模型中設立討論網絡與大眾傳立. 影響，則是研究方法上的一大創新10 。另外，國內相關文獻幾乎都使用橫斷面資. ‧. ‧ 國. 學. 播媒介使用的交叉變項，期能補充國內相關研究文獻的不足。. n. er. io. sit. y. Nat. al. 10. Ch. engchi. i n U. v. 使用多層模型分析社會脈絡效果的另有黃信豪（2006）、蕭怡靖（2009b）。 20.

(28) 第三章. 研究設計與方法. 如前所述，本研究旨在探討選民媒介使用、人際網絡與身處之社會脈絡對其政黨認同之影響。以下即針對本研究之研究架構、研究方法與使用資料進行說明。第一節. 研究架構. 本研究之研究架構見圖 1。在依變數的政黨認同部分，由於依照個別政黨分類將導致部分類別樣本數過少，增加分析的困難度。加以 2008 年立委選舉前，泛藍陣營即已在數場選舉中進行協調與合作，使得藍綠喜好差異對選民投票抉擇的解釋力，竟優於傳統的個別政黨認同（蕭怡靖 2009a）。因此本研究在政黨認. 政治大. 同的測量上，也以深藍至深綠的七等第量表代替對個別政黨的認同。. 立. 在後續分析中，本研究將先討論選民藍綠認同在 2004 年至 2008 年中的變. ‧ 國. 學. 化，再進一步討論選民的媒介使用、人際網絡及身處之社會脈絡如何影響其政黨. ‧. 認同。本研究認為選民的政黨認同，會因選民在環境中接收的資訊及對資訊的評. sit. y. Nat. 價而不斷產生變動。而選民所接收資訊的內容，又受到選民使用的媒介、交談的. io. er. 對象，以及所處地區整體的政治傾向，而有程度不一的政治偏頗。故媒介使用型態、政治議題討論對象，以及地區整體政治傾向上的差異，就很有可能造成政黨. n. al. 認同變動趨勢上的差異。. Ch. engchi. i n U. v. 另外，人際網絡能夠影響個人對大眾傳播資訊的接收與理解：人際網絡強化那些與自身傾向一致的訊息，並使個人忽視那些與人際網絡傾向不一致的訊息，故本研究亦將人際網絡與媒介使用的交互作用納入研究架構之中。同樣能夠影響選民對各種資訊的接收、理解的，則是 Zaller 所提出的政治認知。Zaller 認為低度政治認知的民眾與各種媒介的接觸頻率頗低，因而不易受到環境中各種資訊的影響；相對的，具高度政治認知的民眾，大多已建立穩定的政治態度，同樣不易受環境中資訊的影響。因此，最容易受資訊影響其政治態度的，反而是那些僅具有中度政治認知的民眾。故本研究亦將選民的政治認知及其他社會背景變數納入. 21.

(29) 媒介使用 •使用媒體政黨傾向 •使用頻率. 人際網絡. 社會脈絡. •政治議題討論對象的政黨傾向 •討論頻率. •居住地區政黨得票紀錄. 政治認知 •政治知識、選舉關心程度. 立. 政治大. 社會背景變項. n. al. er. io. sit. y. Nat. 圖 1：研究架構圖. ‧. ‧ 國. 政黨認同. 學. •世代、省籍、族群認同. i n U. v. 控制變數，以釐清媒介使用、人際網絡與社會脈絡對選民政黨認同的真實影響。. Ch. engchi. 第二節研究方法與資料. 如前所述，橫斷面資料只能捕捉受訪者的政治傾向與其使用媒介、討論人的傾向是否一致，而傾向是否一致並不必然能反映兩者對受訪者的影響。因此本研究將採定群追蹤資料分析作為研究方法，研究政黨認同在兩時間點上的持續與變遷現象。資料來源共有以下兩筆： 1.. 劉義周，2005，「2002 年至 2004 年『台灣選舉與民主化調查』三年期研究規劃（ IV ）：民國九十三年立法委員選舉大型面訪案」（ NSC 93-2420-H-004-005-SSS），台灣選舉與民主化調查規劃與推動委員會。. 22.

(30) 2.. 朱雲漢，2008，「2005 年至 2008 年『台灣選舉與民主化調查』四年期研究規劃（ III ）： 2008 年立法委員選舉面訪案」 (TEDS2008L) （ NSC 96-2420-H-002-025），台灣選舉與民主化調查規劃與推動委員會。本研究主要以 TEDS2004L(B)卷為分析對象，成功樣本計 1,258 份。其抽樣. 方法採分層分段系統抽樣法，以設籍台灣省、台北市、高雄市，年滿二十歲以上的合格選民為研究母體，並以各年度人口普查資料為基準，估算各層之成年人口數，用以決定各層預計完成之成功樣本數。2008 年針對此成功樣本進行定群追蹤訪問，成功完成 703 份，成功率為 56%。然而，由於定群資料有非隨機性的樣. 政治大從葦、陳光輝 2006）：若所用資料的選樣標準與依變數相關時，將使因果關係的立本流失與訪問效應問題，在分析結果的推論上可能受到侷限（陳陸輝 1999；劉. ‧ 國. 學. 係數估計發生偏誤，可能高估或低估自變數的影響效果；和自變數相關時，雖不會影響因果關係的係數估計，但在代表性的推論上將受到限制(King, Keohane and. ‧. Verba 1994, 129-138；周應龍、盛杏湲 2005, 9-13)。因此，本研究將就 2008 年成. sit. y. Nat. 功覆訪的受訪者與未能成功覆訪的受訪者在各變數上進行卡方獨立性檢定，以檢. n. al. er. io. 視資料可能造成的推論限制。以下將繼續說明各變數的測量方式及研究假設：一、. 依變數的測量. Ch. engchi. i n U. v. 兩波問卷中，對受訪者政黨認同的測量方式均為詢問受訪者是否有偏向（和稍微偏向）哪一個政黨，若有則續問偏向哪一個政黨。針對有回答偏向哪一政黨的受訪者，再續問偏向該政黨的程度高低。其中偏向或稍微偏向國民黨、新黨、親民黨者合併為泛藍；偏向或稍微偏向民進黨、台灣團結聯盟者合併為泛綠。無偏向及無反應選項則合併為中立，並依據偏向強度重新編碼成自深藍(1)、中立無反應(4)至深綠(7)的有序變數。二、. 自變數的測量自變數包括媒介使用、人際網絡、社會脈絡、政治認知與社會背景變數四部. 分，分別說明如下： 23.

(31) （一）媒介使用兩波問卷中，對受訪者媒介使用情形的測量均限於電視、報紙上選舉新聞的收視情形。測量方式為先分別詢問受訪者在選舉期間對報紙、電視新聞的注意程度，再詢問受訪者最常觀看的報紙、新聞頻道為何。本研究將使用媒介依政黨傾向重新分類為泛藍、泛綠與中立無反應三類。另外，Schmitt-Beck(2003)和劉嘉薇（2009）的研究結果顯示，注意程度高對媒介使用的效果有加成作用。故本研究即以泛藍、泛綠媒介使用與注意程度(1-4)的交互作用項，作為媒介使用的測量。在媒體政黨傾向的認定方面，本研究參考 TEDS2004L(A)卷所得資料 11 ，將. 政治大歸為泛藍；民視、三立、自由時報、台灣日報歸為泛綠，其他無特定傾向者則歸立. 電視新聞部分的中視、TVBS、中天，報紙部分的中國時報、聯合報與聯合晚報. ‧ 國. 學. 為中立。. （二）人際網絡. ‧. 兩波問卷對人際網絡的測量方式皆先詢問受訪者帄時會不會和其他人討論. y. Nat. io. sit. 政治、選舉的相關議題。如非從不討論，則在詢問完受訪者討論對象後續問這些. n. al. er. 討論對象的政黨傾向是否相同。若受訪者回答完全一樣或大部分一樣，則續問傾. Ch. i n U. v. 向的政黨為何。在變數建構上，Kenny(1994, 1998)的研究結果顯示選民與人際網. engchi. 絡互動的頻率，會影響人際網絡的影響力。因此本研究亦仿照前文媒介使用變數的建構方式，將受訪者回答的人際網絡政黨傾向分為泛藍、泛綠與中立無反應三類。泛藍、泛綠分別設為虛擬變數，並建立與討論頻率(1-4)的交互作用項，作為人際網絡的測量。 11. 測量方式為詢問受訪者認為其最常閱聽的電視或報紙是否認為其偏向某一政黨，若回答有者，則續問偏好的政黨為何。偏好國民黨、親民黨和新黨的報紙或電視，本研究歸為泛藍媒體；偏好民進黨、台聯的報紙或電視，本研究歸為泛綠媒體。之所以僅採受訪者主觀認定，而未採納其他學者對新聞進行的內容分析（見羅文輝等 2003；羅文輝、王慧馨與侯志欽 2007），主因既有研究成果並未窮盡 TEDS2004L(A )卷中受訪者所使用的媒介來源。羅文輝等（2003）所分析的六個新聞頻道（台視、中視、華視、民視、TVBS、中天），僅涵蓋了 TEDS2004L(A) 卷受訪者中新聞收視戶的 77%；羅文輝、王慧馨與侯志欽（2007）所分析的四大報（中國時報、聯合報、自由時報、蘋果日報），也僅涵蓋受訪者中報紙閱讀者的 87.3%。為求媒體間政治傾向的比較相對周延，本研究僅採用受訪者主觀認定的結果。 24.

(32) （三）社會脈絡 Beck 等人(2002)與趙珮如（2005）均以單一候選人/政黨聯盟在當次選舉的得票情況，作為社會脈絡的測量。然而，由於台灣某些地區仍有頗具規模的第三勢力12 ，單以泛藍或泛綠得票率作為社會脈絡的測量，可能會高估另一勢力。因此本研究改以當次立委選舉（2004 年與 2008 年）中，藍綠陣營在受訪者戶籍所在之鄉鎮市區的區域立委得票率比值，作為受訪者所處社會脈絡中政黨傾向的測量。值得注意的是泛綠陣營 2008 年在新竹縣並無正式提名候選人，但無黨籍候選人徐欣瑩獲得民進黨籍前縣長林光華支持，加上選舉期間傳出徐欣瑩曾加入台. 政治大. 灣團結聯盟。故本研究將徐欣瑩之得票計為泛綠陣營得票。. 立. （四）政治認知. ‧ 國. 學. 在政治認知的測量方面，Zaller(1992, 22)認為對事實性問題的了解程度，最能夠反應個人對相關資訊的接觸與關注。因此使用政治知識作為政治認知的測. ‧. 量。Beck 等人(2002)使用的資料中並無政治知識相關題目，但以對選舉感興趣的. y. Nat. io. sit. 程度作為政治認知的測量時，所得結果也符合理論預期。因此本研究將同時採用. n. al. er. 政治知識與對選舉的關心程度來測量政治認知。其中政治知識的測量方式為詢問. Ch. i n U. v. 受訪者五道題目：包括現任副總統、現任美國總統、現任中國大陸國家主席人名，. engchi. 修憲機關名稱及立委任期。其中答對四題以上的歸為高政治知識，二至三題歸為中度政治知識，其餘則為低政治知識13 。並以中度政治知識作為中度政治認知的測量；在選舉關心程度方面，兩波問卷的測量方式皆為直接詢問受訪者對本次立法委員選舉結果的關心程度。本研究仿照 Beck 等人(2002)的編碼方式，將此題去除遺漏值後，重新編碼為關心和不關心的二分變數。並以不關心選舉作為中等政治認知的測量。. 12 13. 以 2004 年立委選舉為例，高雄市、彰化縣、雲林縣、花蓮縣的無黨籍得票率均在 10%以上。 Zaller(1992, 122-124)指出政治認知對媒介效果的影響並非線性，故本研究在變數建構上不採常用的連續變數，而改依答對題數區分為高、中、低三類。 25.

(33) （五）社會背景變數本研究中列為控制變數的社會背景變數包括省籍、世代和族群認同三項。以下亦分述其測量方式：省籍方面，兩波問卷所得資料皆包含受訪者雙親的省籍背景，但在台灣多屬父系家庭的背景之下，省籍的測量仍以受訪者父親之省籍為主。區分為「本省客家人」、「本省閩南人」、「大陸各省市人」及「原住民」四類；在政治世代的劃分上，本研究則參照蕭怡靖（2009b），以 1952 年及 1972 年前後出生，劃分為三個政治世代。第一世代（1951 年以前出生）的成長與成年階段幾乎都處在國民黨的威權統治之下，也經歷過二二八事件與白色恐怖。第二世代. 政治大高雄美麗島事件等政治事件，加以在立法委員定期增額選舉後首度取得中央層級立. （1952-1971 年間出生）正值台灣經濟貣飛階段，遭逢雷震籌組「中國民主黨」、. ‧ 國. 學. 的投票權，對民主政治的運作體會較深。第三世代（1972 年以後出生）對於國民黨威權統治的印象不深，加以成長過程中經歷解嚴、民進黨成立及國會全面改. ‧. 選、政黨輪替等重要事件，對民主政治的態度自然不同於其他世代。. y. Nat. io. sit. 在族群認同方面，兩波問卷的測量方式均為詢問受訪者認為自己是台灣人、. n. al. er. 中國人或都是。但在變數建構上，由於回答「中國人」的受訪者人數過少，加以. Ch. i n U. v. 近期研究指出中國人認同與雙重認同在政黨認同趨勢和投票決定上並無明顯差. engchi. 異（如盛杏湲 2009；陳陸輝、耿曙、王德育 2009）。故本研究將回答「中國人」的受訪者與回答「都是」的受訪者歸併為一類。三、. 統計方法. 本研究為了極大化分析樣本數，因此以 2005 年訪問成功的 1,258 位受訪者為基礎，將兩波資料合併。由於分析上不同的需要，資料安排的形式也將隨著不同的分析需要而改變，典型的兩種資料安排方式有兩種：一為「帄衡的」 (balanced)，亦即將不同波的同一變數視為不同的變數。例如本研究樣本有兩次政黨認同的值，在「帄衡的」資料安排上即有兩個變數，該次訪問未成功者則以. 26.

(34) 遺漏值取代。這種資料安排方式以樣本和變數為主，又稱為 person- level 的資料安排；相對地，另一種「不帄衡的」(unbalanced)的方式，意指若有 T 個時間點政黨支持的資料，每個樣本就有 T 列資料。在這種資料安排形式下，兩波的政黨認同被視為同一變數。這種資料安排方式以樣本和時間點為主，又稱為 person-period 的資料安排。在後續分析中，因變化表分析方式旨在展現受訪者政黨認同在兩波間的不同，故在資料安排上採用將不同波視為不同變數的帄衡資料安排；模型部分由於僅成功訪問一波的受訪者，對說明自變數與依變數間之關係仍有幫助，故採用將不同波視為同一變數的不帄衡資料安排。. 政治大式。由於定群追蹤資料具有不同時間點縱貫時序的特性，同一位受訪者在不同時立在進入統計模型之前，本研究將利用變化表摘述政黨認同持續與變遷的模. ‧ 國. 學. 間點的依變數值往往並非相互獨立，因而需要針對不同的變數特性進行模型設定。線性模型多半是以因人(i)而異，但不會因時(t)而異的截距(intercept)αi 來掌. ‧. 握未觀察到的個體差異(unobserved individual heterogeneity)。若將樣本間的差異. sit. y. Nat. 視為固定值，其模型設定便為「固定效果模型」(fixed effects models)；若把樣本. n. al. er. io. 間的差異視為從母體當中抽取的隨機變數，便為「隨機效果模型」(random effects. i n U. v. models)（黃紀、王鼎銘、郭銘峰 2005, 864）。一般而言，社會科學研究幾乎不可. Ch. engchi. 能有實驗室控制的情境，因此在 Yit =αi+Xit β+εit 的模型估計中，Xit 與αi 幾乎不可能無關。然而，在未能確知本研究是否能夠完全滿足隨機效果模型假定的情況下，本研究仍同時採用兩種模型進行。在後續研究中，本研究將設立三類模型：第一類模型將納入隨時間改變(time- variant)的自變數（媒介使用、人際網絡、社會脈絡、政治認知、族群認同）以有序對數勝算模型(Ordered Logit Model)分析政黨認同的變遷原因；第二類模型則加入不會隨時間改變(time- invariant)的自變數（省籍、世代）做進一步分析；最後則改用隨機截距有序對數勝算模型 (Random- intercept Ordered Logit Model)模型分析與第二類模型相同的自變數。在. 27.

(35) 軟體使用方面，本研究採用 SPSS17.0 版以及 STATA10.1 版完成，詳細操作方式則參照 Rabe-Hesketh 與 Skrondal (2008)。四、. 研究假設過往文獻顯示，個人的媒介使用型態、人際網絡與身處之社會脈絡，對於各. 項重要政治態度均有影響。但由於台灣既有之研究文獻多採橫斷面資料分析，媒介、網絡與脈絡之影響可能無法完全闡明。另外，政治認知對媒介影響力的影響，也較少受到台灣研究者的注意。因此本研究在使用定群追蹤資料的基礎上，提出以下研究假設：. 政治大. 假設一：個人使用媒介的政黨傾向會影響個人的政黨認同：對泛藍屬性媒介注意. 立. 程度愈高，個人認同轉藍的可能性愈高；相對的，對泛綠屬性媒介注意. ‧ 國. 學. 程度愈高，個人認同轉綠的可能性也愈高。. ‧. 假設二：個人所處人際網絡的政黨傾向會影響其政黨認同：與泛藍屬性網絡互動頻率愈高，個人認同轉藍的可能性愈高；相對的，與泛綠屬性網絡互動. y. Nat. er. io. sit. 頻率愈高，個人認同轉綠的可能性也愈高。. al. v. n. 假設三：在人際網絡的政黨傾向與使用媒介的政黨傾向一致時，人際網絡與使用. i n C hengchi U 媒介會產生正面的交互作用。. 假設四：個人所處社會脈絡的政黨傾向會影響個人的政黨認同。社會脈絡偏泛藍的程度愈高，個人認同轉藍的可能性愈高；反之，社會脈絡偏泛綠的程度愈高，個人認同轉綠的可能性愈高。假設五：相較於高度與低度政治認知的選民，中度政治認知的選民受使用媒介、人際網絡與社會脈絡的影響程度更高。因此中度政治認知與上述變數的交互作用項之係數也應為正數。. 28.